直接投资与间接投资的联系篇1
【关键词】安全投资方向决策
StudyontheDecisionofSafetyinvestmentDirection
meiQiang
JiangsuUniversityofScience&technology
abstracttherelated-modelofsafetyinvestmentandbenefitsystemisbuiltwiththeaidofthegrey-systemtheory，whichcouldjudgewhatishighlysensitivetoaffectthebenefitofsafetyinvestmentsoastoproposearelativelycompletecriterionforthedecisionofsafetyinvestmentdirection.theexemplifiedresultshowsthatthemethodisascientificandfeasible.
Keywords：SafetyinvestmentDirectionDecision
近年来，虽然我国的企业劳动安全卫生工作取得了不少的成绩，但是，安全生产形势仍十分严峻。事故频发，职业危害严重，不仅造成重大经济损失，而且影响社会安定。企业安全投入不足，固然是造成这种状况的主要原因，但是也有相当数量的企业，每年均有一定的安全投资，只是投资方向随意性大，表现出较低的安全投资决策水平。因此，重视并合理地进行安全投资，是提高企业安全生产水平和经济效益的重要手段，笔者拟就提高企业安全投资方向的决策水平作一探讨。
1安全投资构成及安全投资效益
1.1安全投资构成
安全投资，是指为了提高企业的系统安全性、预防各种事故的发生、防止因工伤亡、消除事故隐患、治理尘毒作业区的全部费用，即为保护职工在生产过程中的安全和健康所支出的全部费用。表1列出了安全投资的分类。
表1安全投资分类
1.安全技术措施费主要包括生产设备和设施的安全防护装置，生产区域安全通道与标志所需费用
2.工业卫生措施费主要包括生产环境有害因素治理以及为改善劳动条件的设施所需的费用
3.安全教育费用主要包括购置或编印安全技术、劳动保护书刊、宣传品、电化教育所需设备；设立安全教育室，举办安全展览会、安全教育训练等所需费用
4.劳动保护用品费为保护职工在生产过程中不受各种伤害所必备的个体防护用品费
5.日常安全管理费企业安全管理部门日常办公费及其人工费用
1.2事故经济损失构成
事故既造成财产损失，也导致人员伤亡。职业病使劳动者暂时或永久性地丧失劳动能力。事故（含职业病，下同）不仅产生直接经济损失，还有更多的间接经济损失。发生事故的经济损失之统计范围见表2。
表2事故直接经济损失和间接经济损失的统计范围
直接经济损失1．人身伤亡所支出费用（1）医疗费用（含护理费用）
（2）丧葬及抚恤费用
（3）补助及急救费用
（4）歇工工资
2．善后处理费用（1）处理事故的事务性费用
（2）现场抢救费用
（3）清理现场费用
（4）事故罚款及赔偿费用
3．财产损失价值（1）固定资产损失价值
（2）流动资产损失价值
间接经济损失1．停产、减产损失价值
2．工作损失价值
3．资源损失价值
4．处理环境污染的费用
5．其他损失费用
间接经济损失统计难度相对较大，于是人们就尝试如何根据事故直接经济损失来估算间接经济损失，进而估计事故的总经济损失。
美国安全工程师海因里希（H.w.Heinrich）通过对5000余起伤亡事故的经济损失的统计和分析，得出直接经济损失与间接经济损失的比例为1∶4的结论，即伤亡事故的总经济损失为直接经济损失的5倍。这一结论至今仍被国际劳工组织所采用，作为估算各国伤亡事故经济损失的依据。
由于国内外对伤亡事故直接经济损失和间接经济损失划分标准不同，直接经济损失与间接经济损失比例也不同。我国规定的直接经济损失项目中，包含了一些在国外属于间接经济损失的项目。一般认为，我国的伤亡事故直接经济损失所占的比例应该较国外的大。另外，就行业而论，不同行业之间的差别也很大。
表3事故损失直间比
仪表机械化工综合值
1∶5.881∶3.541∶2.141∶2.314
为了了解我国企业的事故直接经济损失与间接经济损失之间的比例，笔者所在的课题组，近几年来，曾系统地调研过兵器工业系统中仪表、机械、化工等行业。以兵器工业企业(1950～1986)年100多家主要企业伤亡事故统计材料和机械部(1949～1983)年1000多家骨干企业工伤事故分析资料为基础，在重庆、包头、西安、太原、沈阳、长春、南京、无锡、扬州等城市以及安徽、浙江等省，有针对性地调查了兵器工业企业中机械、仪表、化工3个行业26家工厂的工伤事故状况和职业病危害等方面的统计材料，得到机械、仪表、化工3个行业的事故经济损失的直、间比，如表3所示。
因此，在无法准确统计事故间接经济损失时，仪表、机械、化工行业可根据表3的数据与直接经济损失相乘得到，其他行业可根据直间比综合值进行估算。
1.3安全投资效益
安全投资效益的表现形式，主要是“隐性”的。通过安全投资，消除了事故隐患，也就减少了事故经济损失，这就显示了安全投资效益。但是，安全投资效益表现形式不同于生产经营投资带来利润增加的效益表现形式。前者不是显而易见的，是隐性的效益表现形式。
2安全投资——效益系统关联分析
从表1可见，安全投资视内容不同，主要可分为5个投向：安全技术措施投资、工业卫生措施投资、安全教育投资、劳动保护用品投资、日常安全管理投资。这5个方面的安全投资因素，分别地和协同地从不同的角度影响着安全投资的效益，形成一个安全投资——效益系统。在这系统中，各安全投资因素与安全投资效益关系非常复杂，等额安全投资由于在各个因素之间分配比例不同，其投资效益差异较大。人们希望通过定量方法，准确地认识安全投资因素中，哪些是影响投资效益的主要方面，即寻找影响安全投资效益的安全投资敏感因素，以便为制定正确的安全投资方向决策提供依据。为此，笔者引入灰色系统关联分析方法。
2.1灰色系统关联分析
对于两个系统或系统中的两个因素之间随着时间而变化的关联性大小的量度，称为关联度。它定量地描述了系统发展过程中，因素之间相对变化的情况，即变化的大小、方向与速度的相对性。在系统发展过程中，如果两个因素变化的态势基本一致，即同步变化程度较高，则可以认为两者关联度较大；反之，两者关联度就小。其作用在于明确并理顺因素间主次、优劣关系。因此，灰色关联度分析是对于一个系统发展变化态势的定量比较与描述。只有弄清楚系统或因素间的这种关联关系，才能对系统有比较透彻的认识，分清哪些是主导因素，哪些是次要因素，为进行系统分析、预测、决策、研究打好基础。
5个安全投资因素与安全投资效益之间的相互关系是非常复杂的，尤其是事故发生的随机性，更容易混淆人们的直觉，因而难以分清哪些因素与安全投资效益关系相对密切，哪些关系相对不密切。借助灰色系统关联分析理论，能够有效地解决这一问题。
2.2安全投资——效益系统关联模型的建立
设安全投资——效益系统中有6组时间序列，安全投资效益序列记为x0(t)，每个投向的安全投资额序列记为xi(t)，i=1，2，……5，则在时刻t=k时，x0(t)序列与xi(t)序列的绝对差Δoi(k)为：
Δoi(k)=｜x0(k)-xi(k)｜（1）
则在时刻t=k时，x0(t)序列与xi(t)序列的关联系数记为Loi(k)，其关系式为：
（2）
式中，Δmax、Δmin分别为所有比较序列在各个时刻的绝对差的最大值与最小值；ρ为分辨系数。分辨系数用来削弱Δmax数值过大而失真的影响，提高关联系数之间的差异显著性，ρ∈（0，1），一般情况下以(0.1～0.5)为宜。
关联系数反映了某个投向的安全投资额与安全投资效益这两个比较序列在某一时刻的紧密（靠近）程度，如在产生Δmin时刻，Loi=1，关联系数最大，而在产生Δmax时刻，关联系数为最小，因此，关联系数变化范围为0＜Loi≤1。
系统中各序列数值大小的数量级可能相差悬殊，因此，对原始数据往往需要变换为有利于比较的数据序列。原始数据的变换方法可用初值化变换，即分别用原始序列的第一个原始数据去除后面的各个数据，得到其倍数数列，即初值化序列。新序列中各数无量纲，且在曲线图上各比较序列有同一起点。因为各个原始序列中的数据变换后，比较序列为同一起点，故式（2）中的Δmin为0。则公式（2）成为：
(3)
安全投资效益的表现形式，是事故经济损失的减少。在现实统计中，往往只能得到一组事故经济损失额的序列，为此，可用序列中最大值减去其它数值，从而得到一新的序列。该序列可视为事故经济损失减少额，即安全投资效益，故该序列就被确认为x0（t）值。若两比较序列在各个时刻都重合在一起，即关联系数为1，则关联度也必为1；对于两个时间序列来说，在任何时刻都不会垂直相交，关联系数均大于0，故关联度也必大于0。因此，两比较序列的关联度，便可用这两个序列各个时刻的关联系数之平均值来定量表示。其表达式为：
（4）
式中，roi为xi(t)序列与x0(t)序列的关联度；n为两比较序列的长度（即数据个数）。
关联度数值本身的实际意义不大，而关键是比较各个xi(t)序列对于同一序列x0(t)而言，关联度孰大孰小。因此，将5个xi(t)序列对x0(t)序列的关联度按大小顺序排列起来，便组成关联序，它直接反映了各个投向的安全投资额对于安全投资效益的“主次”关系。这些关系可分别表示为：
1）若roi>ro(i+1)，则称序列xi（t）对于序列x0(t)的密切程度优于序列xi+1(t)，可记为（xi｜x0）>（xi+1｜x0）;
2）若roi
3）若roi=ro(i+1)，则称序列xi(t)对于序列x0(t)的密切程度等价于序列xi+1(t)，可记为（xi｜x0）=（xi+1｜x0）。
3实证分析
现收集某化工企业（1990～1998)年的安全分项投资及事故直接经济损失状况的资料，如表4所示。该企业没有专门统计“日常安全管理费”。现进行安全投资方向与安全投资效益灰色关联分析。
表4某化工企业安全分项投资及事故直接损失状况表单位：万元
年份安全技术投资工业卫生投资安全教育投资劳保用品投资事故直接损失
199088.013.34.031.27.0
199142.116.23.437.510.2
19928.811.41.420.114.8
199330.020.12.244.613.4
199419.211.51.932.616.9
199562.318.41.425.215.2
199680.423.61.337.116.1
199775.613.90.854.223.8
199875.825.10.736.123.5
根据表3，可以得知化工企业事故的间接经济损失是直接经济损失的2.14倍，则总的经济损失是直接经济损失的3.14倍。于是，该化工企业从（1990～1998）年的事故总损失额分别估算为：21.98、32.03、46.47、42.08、53.07、47.73、50.55、74.73、73.79。这一组数据中最大值为74.73，用74.73依次去减各年事故总损失额，可得安全投资效益序列x0(t)。
x0(t)=(52.75，42.70，28.26，32.65，21.66，27.00，28.18，0，0.94)
表4中的安全技术措施投资、工业卫生措施投资、安全教育投资、劳保用品投资，各年的数值分别组成了序列：x1(t)、x2(t)、x3(t)、x4(t)。
分别对x0(t)、x1(t)、x2(t)、x3(t)、x4(t)作初值化变换。可得：
x0(t)=(1，0.8095，0.5357，0.6190，0.4106，0.5118，0.5342，0，0.0178)
x1(t)=(1，0.4784，0.10，0.3409，0.2182，0.7080，0.9136，0.8591，0.8614)
x2(t)=(1，1.2180，0.8571，1.5113，0.8647，1.3835，1.7744，1.0451，1.8872)
x3(t)=(1，0.850，0.350，0.550，0.475，0.350，.0.325，0.20，0.175)
x4(t)=(1，1.2019，0.6442，1.4295，1.0449，0.8077，1.1891，1.7372，1.1571)
据公式（1），分别计算当t=1，2，……9时，x0(t)与xi(t)(i=1，……4)的各个绝对差Δoi(t)，全部结果如表5所示。
表5绝对差汇总表
t123456789
Δ01(t)00.33110.43570.27810.19240.19620.37940.85910.8436
Δ02(t)00.40850.32140.89230.45410.87171.24021.04511.8694
Δ03(t)00.04050.18570.06900.06440.16180.20920.200.1572
Δ04(t)00.39240.10850.81050.63430.29590.65491.73721.1393
从表5可知，Δmax=1.8694。因为Δmax较大，可取ρ=0.1。
将上述数据代入公式（3），可以进一步计算出各个投向的安全投资额序列xi（t）与安全投资效益x0（t）之间，分别在t=1，t=2，……t=9时的关联系数，计算结果见表6所示。
表6关联系数汇总表
t123456789
L01(t)10.36090.30020.40200.49280.48790.33010.17870.1814
L02(t)10.31400.36770.17320.29160.17660.13100.15170.0909
L03(t)10.82190.50170.73040.74380.53600.47190.48310.5432
L04(t)10.32270.63280.18740.22760.38720.22210.09720.1410
根据表6，应用公式（4），就可以得到每个投向的安全投资额序列与安全投资效益序列的关联度，其计算结果为：
r01=0.4149，r02=0.2996，r03=0.6480，r04=0.3576
据此，可以排出以下关联序：r03>r01>r04>r02。
由此可见，该化工企业的安全分项投资中，安全宣传教育投资额的大小与事故经济损失减少额关联度最大，然后依次是安全技术措施投资、劳保用品投资、工业卫生措施投资。所以，该化工企业的安全宣传教育投资因素对安全效益的影响最大，应特别加大安全宣传教育投资的力度，全面提高员工的安全意识。需强调的是，以上顺序是该企业安全投资投向重要性顺序的依据，而不是各投向投资额所占比重的依据。
4结束语
安全投资方向决策是安全生产决策的重要内容，应用灰色系统理论，建立关联模型，可以有效地判断影响企业安全投资效益的关键因素。这就为找到正确的安全投资方向，提供了一种科学的、实用的指导方法。
作者介绍：副教授“”版权所有
作者单位：江苏理工大学
作者地址：江苏省镇江市；江苏理工大学工商管理学院；邮编：21201
参考文献
1梅强.安全投资技术经济分析的研究.中国安全科学学报，1997，7（4）.
2邱少贤、梅强等.安全投资与发展生产率、减少事故经济损失关系研究.中国兵器工业总公司研究报告，1993.
（一）题目
银行联系对外商直接投资的影响-理论机理与实证研究
（二）研究背景与研究意义
1.研究背景
由于美国次贷危机而爆发的全球金融危机使国际金融市场陷入停滞，金融市场的危机不断传播最终造成了全球范围内的国际经济的混乱，严重扰乱了国际经济。在2003-2007年期间强劲增长的外商直接投资和对外直接投资，在随后两年中出现了明显的大幅下滑。从那时起，研究人员就强调了金融与投资之间关系的重要性。
许多国家积极寻求吸引外商直接投资（FDi），因为他们认为跨国企业将通过创造新的就业机会，增加资本积累和提高全要素生产率来促进经济增长。事实上，大量的实证证据表明，外商直接投资往往会为本国和东道国带来净收益增长效果。这就促使研究人员彻底的调查其决定因素。有力的影响因素包括市场规模，文化和地理接近度，相对劳动力市场禀赋和公司税率（eicher等，2012;Blonigen和piger，2014年)。金融发展，特别是两国之间的银行联系当然也应该加入这个名单。
2.研究意义
本文通过测试银行联系是否促进外商直接投资，为这类不断增长的文献做出贡献。我们论文的主要贡献有两方面：首先，我们展示了一种新的渠道，在这种渠道之中，金融通过向银行提供银团贷款形成的银行联系的积极影响展现了对投资的重要性。其次，我们证明这种影响可能对于当地金融发展程度越低的国家越大。
关键词:外部需求冲击;投资波动;传导路径;实证检验
中图分类号:F830文献标识码:a文章编号:1001-6260(2009)04-0085-06
一、引言及文献综述
1997年以来中国经济经历了一个相对完整的“衰退―扩张”周期(刘金全等,2008),期间,经济大的波动包括1997年的亚洲金融危机、2001年的美国新经济泡沫和2007年的美国次债危机及由此引发的全球性金融危机等。也正是在这一时段,中国对外贸易依存度由10年前的33.1%上升至2007年的65.8%,面对经济的起落,中国已无法在外部需求冲击下独善其身。2008年全球金融危机背景下的经济波动是中国大规模参与国际市场分工以来,首次遭遇主要由外部需求萎缩引发的经济下滑。
有关外部需求冲击与本国经济波动之间关系的研究表明,外部需求变化与中国宏观经济波动的关联确已越来越密切(车等,2008),外部需求冲击可以在较大程度上解释中国宏观经济波动(吕惠娟等,2005)。这类研究一般侧重于验证国际贸易或外部需求与本国总体经济运行之间的关联效应,基本未涉及对外部需求冲击与本国投资波动关联的具体考察。对于外部需求冲击与投资波动的关联机制,Krugman(1985)认为出口收入的不确性和相对价格波动会降低国内投资需求,受此启发,本文从传导路径的角度分析外部需求对中国投资波动的影响。在有关美国金融危机对中国经济影响的讨论中,有学者指出,净出口与GDp波动之间关系不规整,以净出口测度贸易冲击会造成低估(姚枝仲等,2008)。本文也认为,单纯从净出口的角度来测度外部需求冲击存在着局限,而明确这一局限是客观评价外部需求冲击与本国投资波动之间关联的基础,以出口表征外部需求(柳欣,2006),投资则是净出口之外传递外部需求冲击的重要路径。为此,本文基于1997―2008年中国宏观经济运行状况,对外部需求冲击与投资波动进行了实证分析,运用计量方法识别了“冲击―传导”关联的投资路径。
二、投资是净出口之外传导外部需求冲击的重要路径
支出法核算GDp在构成上分为最终消费支出、资本形成总额、货物和服务净出口三项,国民收入恒等式Y=C+i+G+eX中若将政府支出G按其性质分别归入消费C和投资i项下,其结构上的意义便类同于支出法GDp。因此,单从国民收入核算的角度审视经济与本国GDp之间的关联,净出口eX似乎成为联系外部需求与本国经济运行的惟一桥梁,那么问题是净出口能否涵盖外部需求冲击与本国GDp之间的关联?若不能,那么净出口之外传导部需求冲击的路径又是什么?
净出口在GDp中所占比例甚小,即使其大幅度波动也只会对GDp产生较小的影响,反之,即使其基本恒定也不意味着隔绝了外部需求冲击与本国GDp的关联。不妨极端设喻,若一国保持经常项目平衡,即净出口为零,此时净出口占GDp比重为零,但也不能就此认为该国已超然于外部需求冲击之外,尤其对于高贸易依存度的国家更是如此。1997和1998年中国净出口占GDp比重分别为4.3%和4.2%,但受负向外部需求冲击的影响,净出口对GDp的拉动率却由4.2个百分点陡降至1.3个百分点。1999―2004年出口占GDp比重连续六年在2.1%~2.7%的区间内小幅波动,而期间净出口对GDp拉动率的波动超过1个百分点。自2004年起,在强劲的外部需求带动下,净出口占GDp比重呈直线上升趋势,2005年超过历史高位达到5.5%,2007年进一步升至8.9%,但2005年以后净出口对GDp的拉动率却一直稳定在2.3个百分点左右。可见,数据指标上的明显出入至少在统计上说明净出口本身不足以全面刻画外部需求冲击与本国经济波动之间的关联。
图11997―2007年净出口占GDp比重及其对经济增长拉动率
数据来源:中国统计年鉴2008。
外部需求扩张或萎缩最直接地反映在本国出口额的变化上,出口额的增减相应表征着正向或负向的外部需求冲击。其他条件不变,外部需求扩张出口增加从而净出口增加,进而GDp增加,反之则相反。然而,真实世界中的“其他条件”是变化的,而且外部需求或者出口的变化,还会引致国内需求尤其是投资需求的变化,随着一国外贸依存度的提高,外部需求冲击对本国经济运行的影响更是绕不开投资的。1997―2007年中国参与国际分工在深度和广度上的提升,意味着外部需求冲击影响国内经济运行的传导路径也趋于多元,单纯从净出口出发评价和测度外部需求冲击对中国经济运行的影响不免造成低估。另外,从增长结构上看,1997年以来消费、投资和净出口对GDp增长拉动率的变差分别为0.17、0.44和0.96。净出口对增长的贡献最具波动性,如上文已指出由于净出口占GDp比重甚小,其对GDp的影响一直是很小的。中国当前的增长模式下,消费一直十分稳定,虽然理论上外部需求波动可以通过收入效应影响本国消费,但是一方面这种影响作用本身迂回而漫长,另一方面当前中国的消费主要是受制度因素的影响,而且实际数据分析也表明作为拉动经济增长的稳定因素,消费与外部需求的关联效应短期内是不显著的。因此,外需冲击引起内需尤其是投资的综合变化就须首先加以考察。
三、1997年以来外部需求冲击与中国投资波动的经验分析
(一)1997年以来的外部需求冲击分析
1997年亚洲金融危机爆发后,中国的外部需求急剧萎缩,导致自1997年3季度起,出口增速的下降势头一直延续到1999年1季度,其间出口增速从26.2%下降到-7.9%。当时,中国对外贸易依存度还相对较低,外部需求冲击尚不足以撬动本国经济运行,经济下行主要源于国内产能过剩导致的经济紧缩,但是内需变化尤其是投资变化对外部需求的因应已由此开始显现。
进入1999年,随着亚洲金融危机影响的消减,中国出口贸易中的亚洲市场得到了逐步恢复,上世纪末全球经济的复苏也为中国出口创造了积极的外部需求环境。1999年2季度起出口增速开始明显加快,2000年全年出口贸易额同比增长达到35%。外部需求的扩张,使净出口对GDp增长的负向拉动作用随即被扭转,从而为本国经济摆脱紧缩提供了一个推手,与此同时固定资产投资增速自2000年初也进入新一轮的上行周期。
2001年美国经济因互联网泡沫破灭陷入衰退,全球经济增长下滑,中国出口贸易的下降再次表征了外部需求的萎缩。2001年2季度出口增速下滑至个位数,这种状况一直延续至2002年2季度。2003年全球经济进入新一轮的增长周期,随着外部需求企稳回升,中国出口增速也相应上行,2003年1季度起出口增速恢复至互联网泡沫破灭之前的水平,并在此后10个季度里维持了30%以上的平均增长速度。值得注意的是,由固定资产投资过快增长引发的中国经济过热正是落在这个时间区间。
扩张的外需和强劲的内需使得中国进出口贸易在2004年突破万亿美元,当年对外贸易依存度首次超过60%。但是随着2007年美国次债危机爆发,并在2008年迅速演变为全球性的金融危机,持续五年之久的全球经济增长期宣告结束。外部需求的下降在2008年年初已经显现,并在年中以后急剧萎缩,相应的中国出口增速自当年6月起连续下滑,由此引发的投资波动尤须密切关注。当前中国参与国际分工的深度与广度已远非十年前可比,近70%的对外贸易依存度提醒我们,面对经济的波动中国早已不能独善其身。
(二)1997年以来的投资波动分析
分析投资波动与外部需求冲击的关联,首先应将总投资中的外需引致性投资分离出来,但是统计资料中显然没有外需引致性投资这一项。本文依据现有的统计口径将固定资产投资按资金来源细分的政府预算内投资、外商直接投资及企事业单位自筹资金投资(以下简称自筹资金投资),作为包含外需引致性投资的主要投资子项分别加以分析。
政府投资支出具有逆周期操作性质,这是由政府宏观调控目标决定的。在外部需求与国内经济运行的关联日益紧密的背景下,为维持平稳的总需求水平,实现平滑化的经济增长,外部需求冲击显然已成为政府投资的重要考量。另外,政府投资往往具有“种子”资金效应,可以带动和促进非政府资金的投资,从而在外部需求萎缩时对整个固定资产投资起到提振作用。作为政府投资支出,总投资中的政府预算内投资与外部需求相对照,在1997年以来的经济周期中表现出了明显的逆周期操作特征。
图21997年以来政府预算内投资与出口额同比增速
数据来源:由中经网中国统计数据库数据计算得到。
1998―1999年,受亚洲金融危机影响,外部需求萎缩,出口趋于疲软。为稳定总需求水平,确保经济平稳增长,政府预算内投资迅速攀升。在出口增速达到历史低点的同时,政府预算内投资增速也达到历史高位。2001年中国加入wto后随即遭遇美国新经济泡沫,面对外部需求下挫,政府再次扩大预算内投资支出。2003年外部需求在强劲反弹中趋于稳定,此后出口增速实现高位的平滑化,政府预算内投资增速相应也维持在20%上下。2008年年初以来,外部需求萎缩,出口增速明显回落,政府预算内投资在平静数年之后再次走上前台,以防止经济增长因负面的外部需求冲击而出现大的起落。可以预见,扩大政府投资将成为未来一个时期内宏观调控的重要内容。
中国吸引外商直接投资,庞大的国内市场的确是其重要因素之一,但若由此认为与外商直接投资相关联的只有内需而无外需则失之偏颇。一是作为外商直接投资资金池的国际资本市场本身即是外部需求的组成部分;二是长期以来,中国出口贸易中外资企业出口占有相当比重,出口引致的外商直接投资对于外需的表现和出口形势显然是敏感的。外部需求强劲,出口增势稳定,则国际资本市场资金充裕,境外投资者对中国经济增长有信心,从而无论是从事出口贸易还是开拓国内市场,这都将是提高外商预期投资回报率的利好因素。反之则很难想像,在外需萎缩、出口疲软的情况下会有外商直接投资的大量流入。1997年中国吸引外商直接投资增速出现回落,随后1998年连续四个季度下降,当年12月份首次出现的负增长状况一直延续至1999年全年,2000年初经历短暂反弹过后亦未能扭转全年外商直接投资负增长的局面。外商直接投资增速的真正反弹出现在2001年3季度,2002年以后随着中国和全球经济的复苏,中国吸引外商直接投资迅速上升,并在当年首次取代美国成为第一大外商直接投资流入国。2008年,受全球金融危机影响,国际资本市场出现流动性紧缩,中国1季度外商直接投资增速在时隔9年之后首次出现负增长。
相对于政策性的政府预算内投资而言,自筹资金投资反映的是经济主体的自主决策,而且总投资中的政府预算内投资规模远小于自筹资金投资,这意味着在投资驱动型增长模式下后者与经济波动的关联更为密切。从企业参与国际市场分工的角度看,在外贸依存度十年间翻番的背景下,作为世界工厂的中国,其庞大的出口生产能力与企业自筹资金投资显然是分不开的。自筹资金投资的主动性完全掌握在企业自己手中,企业投资决策考虑的是资本的边际收益与资本成本的对比,外部需求萎缩,出口受阻,会降低企业的出口收入和利润,因此会降低资本的边际收益,在资本成本不发生大的变化的情况下,负向的外部需求冲击显然会降低企业的投资需求,反之则相反。因此,出口引致的自筹资金投资与外部需求有着同向变化的趋势。就自筹资金投资增速而言,自1998年中出现回落之后,在2000年1季度与出口增速同时强劲反弹,分别比上年平均增速高出10和30个百分点。2001年出口受阻,自筹资金投资在下行中趋于稳定。2002年以后,出口迎来了一个平稳的高增长时期,在强劲的内外需带动下,自筹资金投资出现高位波动,其中以2003和2004年最为剧烈,随后趋于相对平
滑。
四、数据建模与实证检验
(一)数据选取与处理方法
上述分析从经验上阐述了外部需求冲击与中国投资波动关联的基本状况。要定量描述外需冲击与投资波动的相互关系,进而识别“冲击―传导”的投资路径,首先需对出口与投资之间的系统关系进行实证检验。但是包括出口额、各项投资额在内的这些宏观经济变量自1997年以来皆表现出强劲的增势,若直接对其作回归分析,将难以判别变量间的传递关系究竟是真实的,还是由于时间序列的不平稳导致的虚假回归。所以,为克服时间序列的非平稳性,本文选用各项变量的季度同比增长率,这样既利于克服绝对量序列中的趋势性因素和季节性因素,同时也保证了进行时间序列分析所需的样本数量。本文选取了1997年1季度至2008年2季度的出口增速(eG)、政府预算内投资增速(GiG)、外商直接投资增速(FDiG)、自筹资金投资增速(CiG)。通过构造上述数据的平稳时间序列,分作oLS回归及Granger因果关系检验,基于实证分析与检验结论识别外部需求冲击传导的投资路径。
(二)oLS回归和aRma组合模型分析
在进行oLS回归之前须对变量进行平稳性检验。针对所选取的出口增速(eG)、政府预算内投资增速(GiG)、外商直接投资增速(FDiG)、自筹资金投资增速(CiG),为验证数据的平稳性,采用aDF方法对各时间序列数据进行单位根检验。表1给出了利用eViews5.0对各变量进行单位根检验的结果。检验表明,在给定的显著性水平下,各变量均不是单位根过程,即皆是平稳的时间序列。因此,对上述变量进行oLS回归分析,其结果是可置信的。
本文无意罗列影响各经济主体投资的所有因素,而是试图通过对出口与各项投资的oLS回归分析,从结构上描述外部需求对投资的影响,从而识别外部需求冲击传导的投资路径。为提高模型的估计精度,降低回归残差项的自相关,本文采用了oLS回归与aRma组合模型进行分析。以出口增速作为解释变量,政府预算内投资增速、外商直接投资增速和自筹资金投资增速分别作为被解释变量,回归方程的oLS估计结果如下:
GiG=36.1254-0.4225eG+0.8313t-1-0.22t-2+vt(1)
(5.3)(-2.7)(5.2)(-1.4)
R2=0.62,Dw=2.04,F=21.58
FDiG=0.585eG+0.8117t-1+vt(2)
(2.5)(8.6)
R2=0.72,Dw=2.15
CiG=21.5291+0.3257eG+0.7738t-1+vt(3)
(2.8)(2.5)(8.0)
R2=0.69,Dw=2.13,F=46.32
经检验,以上各估计方程均不存在自相关和异方差,自回归部分的特征根皆在单位圆之外。从回归结果上看,各方程的总体显著性均远高于回归参数的显著性,回归可决系数高于0.6,计量理论表明单变量回归方程其可决系数不低于0.6是合意的。这里只选择一个解释变量即出口增速,而不是在方程中罗列出相关投资的全部影响因素,这就意味着回归过程完全依靠外部需求变化及变量自身的滞后信息来刻画外部需求对各项投资的影响。在给定显著性水平下接受以上oLS回归方程,则回归结果基本可以佐证前文关于1997年以来外部需求冲击与投资波动的分析。
方程(1)印证了在外部需求的变化下政府投资支出相对于出口的逆向操作特征。为保持总需求的稳定和经济的平稳增长,在外部需求萎缩的情况下,若出口增速下降1个百分点,政府预算内投资增速相应将提高0.42个百分点,反之则降低0.42个百分点。方程(2)表明,外部需求和外商直接投资具有同向变动的关系,出口增速提高1个百分点,则外商直接投资相应提高0.58个百分点。长期以来中国出口贸易中外资企业出口约占一半左右,外需表现和出口形势显然会影响到外商直接投资。方程(3)表明,出口增速提高1个百分点,自筹资金投资增速将提高0.32个百分点。自筹资金投资在总投资中所占比重较大,随着中国对外贸易依存度的加大和从事对外贸易的企业增多,出口引致性的自筹资金投资规模必然将不断扩大,而这部分投资对外部需求显然也是敏感的。
(三)Granger因果关系检验
以及自筹资金投资之间的数量关系,但尚不能判定因果关系的性质与方向,因此须进一步验证“冲击―传导”环节中投资波动所蕴含的外需冲击的信息,从而确认外部需求冲击传导的投资路径。Granger因果关系检验可以帮助我们做到这一点。尽管Granger因果关系有别于哲学意义上的因果关系(张晓峒,2001),但在本例中,以“出口增速包含了解释各项投资增速变化的有效信息”的判定,作为表征外部需求冲击与各项投资之间“冲击―传导”关联的基础是合意的。Granger检验结果如表2所示。
表2的检验结果表明,“出口增速不是三项投资增速变化的Granger因”的原假设分别被拒绝,从而说明出口增速波动分别是导致政府预算内投资、外商直接投资和自筹资金投资增速波动的Granger因。由于“三项投资增速不是出口增速变化的Granger因”的原假设分别被接受,表明政府预算内投资、外商直接投资和自筹资金投资均不是导致出口增速波动的Granger因。这样外部需求冲击与各项投资之间的单向因果关系可以被接受,双向因果关系则可以被排除。因此,实证检验结果证实:外部需求冲击与政府预算内投资、外商直接投资和自筹资金投资之间存在“冲击―传导”关联。
五、结论与启示
1997年以来随着中国参与国际市场分工程度的加深,外部需求冲击与本国经济波动的关联已非净出口本身所能涵盖,投资已成为净出口之外传导外部需求冲击的重要路径。外部需求冲击与中国投资波动的实证分析结果表明,在当前投资驱动型的增长模式下,总投资中的出口引致性投资对于外部需求波动的反应是敏感的,外部需求冲击与政府预算内投资、外商直接投资以及自筹资金投资之间存在显著的“冲击―传导”关联。这意味着外部需求冲击可能与本国经济中的周期性负面因素相叠加,进而放大外部需求起落对本国经济波动的影响。在中国已不可逆转地融入全球化的背景下,一旦外部需求冲击主导了中国经济波动,将不是因为外需引致性的投资太多,而是因为非外需引致的自主性投资太少。所以,面对外部需求冲击,为保持经济的平稳较快增长,政府在调整投资结构布局时,应不失时机地扭转投资经济对外部需求过度依赖的局面。
参考文献:
车,贾利军.2008.国际贸易冲击效应与中国宏观经济波动:1978―2005[J].世界经济(1):25-36.
柳欣.2006.经济学与中国经济[m].北京:人民出版社:312-326.
刘金全,郑挺国.2008.中国经济周期阶段性划分与经济增长走势分析[J].中国工业经济(1):32-39.
吕惠娟,许小平.2005.出口贸易对中国经济增长影响的再思考[J].数量经济技术经济研究(2):136-142.
姚枝仲,李众敏.2008.国际贸易如何传导美国经济衰退[J].国际经济评论(5-6):41-42.
张晓峒.2001.计量经济分析[m].北京:经济科学出版社:136-158.
KeRRUGmanpR.1985.increasingreturnsandthetheoryofinternationaltrade[R].nBeRworkingpapers,nov.:459-478.
externalDemandShocksandChinainvestmentsFluctuation:
empiricalStudyBasedontheConnectionof“Shockstransmission”
LiYunda1LiUXinhong2
(1.instituteofeconomics,nankaiUniversity,tianjin300071;
2.FinancialSchool,ZhongnanUniversityofeconomicsandLaw,wuhan430060)
关键词：对外直接投资：宏观经济因素；panelData模型
检验中国对外直接投资的影响因素，即是解决哪些因素影响和决定中国在不同国家的投资流量的变化，回答了“中国的对外直接投资流向哪里，什么样的东道国条件可以更好地吸引中国的对外直接投资”的问题通过大量的相关文献阅读及分析，总结出以下几个因素是对外直接投资的主要决定因素。
一、影响因素综述
(一)东道国的市场规模。东道国市场规模是对外直接投资(FDi)的显著决定因素，这一结论在实证研究中比较一致。20世纪90年代一些研究者对特定国家和地区的研究，表明真实国内生产总值(GDp)作为市场规模的变量是FDi的显著决定因素。朱津津(2001)认为，GDp总量的规模较大，反映地区消费市场容量较大，就是市场需求较大。项本武(2006)在其研究中得出我国的对外直接投资与接受投资的东道国GDp是显著负相关关系。
(二)双边贸易联系。出口是一国对外贸易的重要组成部分。FDi与出口之间被认为存在一种因果关系，企业最初的外国市场联系是从偶然的、零星的产品出口开始。随着出口活动的增加，母公司决定有必要在海外建立自己的产品销售子公司。最后，当市场条件成熟后，母公司开始进行海外直接投资，建立海外生产制造基地。此外，出口水平也是东道国市场的一个间接指示器。因此，用对东道国的出口作为反映双边贸易联系和经济联系的变量，反映了产品在东道国市场的竞争力，是FDi的决定因素之一。
(三)东道国的汇率水平。国际投资从货币相对强势国家流向货币相对弱势国家，主要因为强势货币具有购买力的优势，可以在货币相对弱势的国家获得较低的资本成本。在一个低资本成本的东道国，外国公司能够以一个比其母国国内公司低的贴现率来资本化其在外国市场上的未来收益，这样就刺激相对强势货币国家的公司更多地对外直接投资。根据这一理论，如果东道国货币相对于母国价值越高，那么母国货币在东道国的购买力越弱，从而对其直接投资越少；反之，则投资越多。
(四)东道国的税收政策。大部分研究将税收作为FDi的决定因素，理论上，高公司税减少了公司净收益，从而阻碍FDi。实证结果却表现为两种倾向：一部分研究并没有发现东道国公司税对FDi有显著影响。mutti＆Grubert(2002)的实证研究发现对出口市场的投资对当地的税收政策十分敏感。egger＆Loretz(2006)的研究证明母国的公司税将促进其对外投资，东道国公司税的保留则与母国对其直接投资有消极影响。
(五)投资环境。一个国家的经济在相当大的程度上决定于其政治、制度和法律环境。一个国家的治理基础形成其投资环境，从而为其经济增长创造有利的环境。因此，投资环境建设对FDi流入与流出来说是一个重要决定因素。这里，一国投资环境的好坏主要体现为产业增长潜力的大小和一国综合治理基础的高低。我们考虑用工业生产指数和人类发展指数来合成该变量。
二、我国对外直接投资影响因素的实证分析
(一)模型建立
本文对相关变量的选择具有可计量性的特点，以便引入后来的计量模型。参考国内外实证研究规范，本研究主要考察东道国市场规模、中国对东道国出口、东道国汇率和东道国的投资环境等宏观经济因素对中国对外直接投资的影响。
oFDi表示中国外向的对外直接投资，GDp指接受中国投资的东道国的国内生产总值，代表东道国的市场规模；eXpo指中国对东道国的出口量，是中国与东道国双边贸易联系的变量；eXCH表示东道国货币兑人民币的汇率；ie代表东道国的投资环境，即考察以上四个自变量对因变量的影响。
本研究使用的是时间序列的横截面数据，因此用合成数据(paneldata)的估计方法是合适的。合成数据(paneldata)是指不同时刻对截面个体做连续观测所得到的多维时间序列数据，能够综合利用样本信息，使研究更深入，同时减少多重共线性带来的问题。模型假定时间序列参数齐性，参数值不随时间的不同而变化。使用变截距模型，将斜率系数假定为个体和时期恒量，也就是因变量对自变量的相关系数在时期和截面上一致。
(二)回归检验
本研究选择了接受中国投资的17个国家的横截面数据，样本期为2004年和2005年。样本国家每个样本的被解释变量为2004年和2005年中国对给定东道国的FDi年度流量，数据来源于《中国对外经济贸易年鉴》2006年版，单位为亿美元。解释变量GDp使用17个东道国2004年和2005年的真实GDp，数据来源于国际货币基金组织世界经济展望数据库(imFworldeconomicoutlookData．base)，单位为亿美元。解释变量eXpo为中国对该17个东道国的年度出口数据，来源于《中国对外经济贸易年鉴》2006年版，单位为亿美元。解释变量eXCH，本文使用各东道国货币相对于美元的汇率作为变量，数据来源于联合国数据库(Unit-ednationsDatabase)。解释变量ie代表的是一国投资环境情况，我们采用工业生产指数和人类发展指数加权(各占50％)来做变量。工业生产指数体现了按美元不变价计算的主要产业增加值的变化，代表了一国主要产业的发展趋势。人类发展指数是人类发展的一项综合指标，用以上两个指标合成可以代表一国的投资环境。数据来源于国际统计年鉴2006年版和联合国开发计划署《人类发展报告》2006年版。
三、结论
从以上模型的回归结果，我们可以得到的结论如下：
［关键词］FDi；格兰杰因果关系检验；协整分析；产业结构
［中图分类号］F121［文献标识码］a［文章编号］1005-6432（2011）22-0086-04
引进外商直接投资是中国的经济开放最重要的内容之一。外商直接投资在广东省经济运行和发展中占据了相当重要的位置,有力地促进了广东省经济和社会的发展。这种贡献不仅表现在外商直接投资带来广东省经济建设所急需的资金、技术和管理经验,创造了就业机会,增加了财政收入,还表现在外商直接投资的进入对产业结构的优化、调整和提升起着重要的作用。综观外商直接投资对广东产业结构调整表现在以下两个方面：一方面通过新增投资的产业流向及其变化来影响广东产业结构；另一方面通过技术外溢、产业关联等作用改变广东省的存量资本产业结构,间接推动产业结构调整。优化的产业结构必然带来经济增长,外商直接投资是否引起了经济意义上的“产业结构效应”？本文就将外商直接投资的产业结构数据同广东经济增长数据联系起来,实证分析外商直接投资结构变动对经济增长的作用。
1文献综述
国外的研究：钱纳里在20世纪60年代提出了“双缺口模型”,指出利用外资有助于解决储蓄和外汇缺口,进而推动东道国经济增长和产业结构转换；20世纪70年代以后,赫尔希曼从技术缺口的角度提出了利用FDi对发展中国家调整产业结构和实现经济增长的意义；日本经济学家小岛清提出了边际产业扩张理论,认为投资应从投资国已经处于或即将处于比较劣势的产业即边际产业依次进行,而这些产业是东道国具有明显或潜在比较优势的部门,如果没有外来资金、技术和管理经验,东道国的这些优势就不能被利用,而通过边际产业转移双方可以在扩大贸易的同时升级和改善各国的产业结构。国内的一些学者也对外商直接投资的产业结构调整方面进行了研究,郭克莎(2000)通过对外商投资结构研究,发现外商投资对我国工业结构发展具有促进作用而对第三产业发展作用较小；安占然(2007)认为外商直接投资对第二产业的贡献最大,对第一和第三产业的贡献次之,是引起我国产业结构变动的重要因素之一。郭明(2008)利用1985―2007年时间序列数据,在柯布―道格拉斯生产函数的框架下,应用经济计量检验方法实证研究了外商直接投资对广东经济增长的效应,结果表明,长期来看,在这段时间里外商直接投资对广东经济发展有显著的影响。唐曼兰(2009)指出，对外直接投资是优化广东省产业结构的一条重要和有效的途径。外商直接投资正是通过各产业之间不同的分布比例和不同的贡献度,促进了广东产业结构的转变和升级。
但从FDi产业结构变动角度来研究外商直接投资对广东省经济增长效应的文献还很少,本文从这个角度证明了外商直接投资产业结构效应的存在性和对广东省经济的影响效果。
2外商直接投资引起产业结构效应的存在性检验
对于外商直接投资是否引起产业结构效应,我们可以用Granger因果关系检验来检验外商直接投资与产业结构之间的相互解释作用。如果外国直接投资是产业结构变动的一个重要原因,则可以认为外国直接投资存在着产业结构效应。
2.1变量设定
我们用FDi表示每年外商直接投资额,iS表示产业结构效应,其中iS1表示第一产业增加值占GDp的比重,iS2表示第二产业增加值占GDp的比重,iS3表示第三产业增加值占GDp的比重。我们用eviews5.0对广东省1990―2008年的数据进行Granger因果检验。
2.2检验步骤
对LnFDi,LniS1,LniS2,LniS3进行单位根检验,检验结果见表1：
检验结果得到四个变量都为一阶单整,可以用e-G两步法进行协整检验。建立计量模型为：LnFDi=β1+β2LniSi+μi,对计量方程进行回归,得到残差序列,对残差进行aDF检验,回归后的残差都是平稳的,说明FDi同iS1,iS2,iS3都存在协整关系,即满足进行Granger因果关系检验的条件。检验结果见表2：
2.3结论
由上面的计量分析我们看到,外商直接投资和产业结构效应存在着长期的协整关系,并且通过Granger因果关系检验,我们从表2看到当滞后期为3时,外商直接投资不是引起广东省第一产业结构变化的原因的概率只有4.75%,说明外商直接投资引起第一产业产业结构的变化,而第一产业结构的变化不是引起外商直接投资变化原因的概率高达99.76%,说明第一产业结构的变化没有带来外商直接投资量的增加或减少,这可能是由于外商直接投资于第一产业的比重比较低的原因造成的。同理,FDi同iS2,iS3存在单向的格兰杰因果关系,即外商直接投资是引起广东省产业结构变化的原因。根据表2,F值都没有10%的显著性水平,说明产业结构的变化没有带来外商直接投资的变化。
通过Granger因果关系检验,我们证明了外商直接投资引起产业结构效应的存在性,说明外商直接投资会引起广东省产业结构的变动,而外商直接投资的产业结构变动又会对广东省的经济发展带来怎样的影响？下面我们来分析外商直接投资的产业结构效应。
3外商直接投资产业结构效应：基于增长模型的分析
在结构主义增长理论的框架下,结构变动对经济增长的促进作用可以表现为要素效率的提升和全要素生产率的提升。为描述外商直接投资产业结构效应的影响效果,分别考虑外商直接投资产业结构变量对要素效率和全要素生产率的影响。
3.1模型设定
沿用结构主义经济增长理论的一般实证研究思路,我们在传统的经济增长模型注入外商直接投资产业结构变量,给出以下模型：Yt=BtSFDiθLαtKγ+ηSFDit，其中Y、L、K、SFDi分别代表广东省地区生产总值、劳动力投入、资本积累、FDi的投资产业结构变量(SFDii表示外商直接投资在第i产业的投资额占总投资额的比重,i=1、2、3)。BtSFDiθ代表t时期的全要素生产率,θ反映外商直接投资的间接产业结构效应的效果,Bt度量了技术进步、制度变迁等除了产业结构因素之外的其他因素。η为外商直接投资产业结构变量对资本效率的影响系数,经济含义是,如果η为0,表明外商直接投资的资本结构变动特征并没有趋向于向高资本效率的产业调整,但η为0并不代表外商直接投资没有结构效应的可能性:一方面,外资的自身结构变动可能带来自身全要素生产率的变化；另一方面,外资的结构变动可能通过培育新兴产业、促进产业成长、促进产业技术创新等方面,来间接促进经济增长。此时，外商直接投资的产业结构效应表现为有助于提高全要素生产率来促进经济增长,即η>0。反之,如果η
由上述理论阐述,我们得到计量模型为：
LnYt=βt+θLnSFDii+αLnL+γLnK+ηLnK×SFDii+μi
3.2协整分析
对Y、SFDii、L、K等变量1990―2008年的数据进行aDF检验,检验结果见表3：
从表中可以看到,各变量除了SFDi1是平稳的,其他都为二阶单整,可以用e-G两步法进行协整分析。首先对计量模型进行回归分析,回归结果如下：
LnY=-0.8183+1.0068LnK-0.0641LnL-0.0429LnSFDi1+0.2445LnK×SFDi1
(-2.7458)(140.0530)(-1.8888)(-0.8376)(0.5120)(1)
LnY=-1.5756+0.8705LnK+0.0276LnL-1.2715LnSFDi2+0.1621LnK×SFDi2
(-8.4937)(36.6034)(1.2145)(-5.8307)(5.6353)(2)
LnY=-1.0380+1.0006LnK+0.0255LnL+0.1096LnSFDi3-0.0336LnK×SFDi3
(-5.1981)(185.0733)(0.7387)(3.0851)(-2.5786)(3)
分别对三个回归方程的残差进行aDF检验,由检验结果可知,三个回归方程的残差值都是平稳的,即反映了变量之间对应的长期稳定关系。
3.3结果分析
从方程式(1)的计量结果看，回归方程的LnSFDi1和LnK×SFDi1两项都没有通过t检验,其对LnY的相关性不显著。这说明,无论是对资本投资效率还是全要素生产率,外商直接投资在第一产业的结构变动对经济增长的影响作用并不明显。这可能是由于外商直接投资在第一产业的比重相对较低决定的。从近20年的数据我们可以看到,外商直接投资在第一产业的比重都保持在1%左右,最高只是在1999年的1.5%,且波动幅度不大。
方程式(2)中,LnSFDi2和LnK×SFDi2都通过了1%的显著性水平,说明外商直接投资的资本产业结构变量不仅通过资本效率影响经济增长,还通过全要素生产率影响经济增长。此外,LnSFDi2的系数为负,说明外商直接投资第二产业投资结构的变量与全要素生产率负相关,外商直接投资第二产业投资比重的提高会带来全要素生产率的下降。LnK×SFDi2的系数为正,则说明外商直接投资第二产业投资比重的提高将带来资本产出率的提高。
和方程(2)相同,方程(3)中的LnSFDi3和LnK×SFDi3也同样通过了t检验,但是相反的是,LnSFDi3的系数为正而LnK×SFDi3系数为负。即表明外商直接投资第三产业投资比重的提高会带来全要素生产率的提升,但会使得资本产出率降低。
从外商直接投资的产业结构与全要素生产率来看,外商直接投资结构变动对全要素生产率的影响作用可能存在两种途径：一是外商直接投资的产业结构变动带来的自身全要素生产率的改变；二是外商直接投资产业结构变动对国内资本带来结构外溢效应,可以从产业技术水平扩散、产业关联深化等方面加以解释。
对于第二产业,外商直接投资第二产业投资比重的提高造成全要素生产率下降的主要原因一部分在于进入广东省的FDi质量不高,另一部分在于FDi进入后对国内厂商产生的挤出效应。具体表现在,第一，从产业技术水平扩散的程度上来看,外商直接投资的进入会将原来服务于国内企业的优秀人才吸引过去，造成国内企业人力资本减少和积累速度减慢。第二，外商直接投资企业抢占原本由本国企业利用的稀缺资源,导致本国企业生产率下降。第三，从产业关联水平来看,广东省外资企业的产业链集成度并不高,原因在于不少FDi的进入是为了利用廉价劳动力,将广东作为其全球战略中的加工基地。广东省的外商直接投资具有加工贸易倾向,外商提供的技术属于装配组装技术和后工序生产技术的比重较大。
从以上研究知,外商直接投资对第二产业的全要素生产率弊大于利,加之外商直接投资产业结构中主要集中在第二产业,且主要集中在制造业,在2008年,外商直接投在制造业的金额占投资在第二产业的总额的96.2%,导致了第二产业过度投资,引起生产率下降。
对于第三产业,由于第三产业开放较晚,且在很多行业中广东省的发展还很不完善,市场不健全。外商直接投资带来的先进的技术弥补了第三产业发展资金不足的问题。同时外商直接投资会对国内资本产生挤入或挤出效应,不同行业、不同国家的资本形成效应也不同。如果外国公司进入东道国市场使该市场更具有竞争性,将会迫使国内企业增加投资。而作为后期发展起来的广东省第三产业,先进技术和资金的流入会促进广东第三产业的发展。
4结论与政策建议
本文运用广东省的数据,对外商直接投资引起的产业结构效应进行实证分析,并分析了外商直接投资产业结构变动对广东省经济增长的影响。初步检验了外商直接投资的产业结构效应的存在性。
首先,通过格兰杰因果关系检验,证明了外商直接投资会对广东省的产业结构带来影响,说明外商直接投资和广东省的产业结构变动存在着单向因果关系。
其次,本文还通过协整关系检验了外商直接投资产业结构变动会通过全要素生产率和资本产出率对广东省的经济增长产生影响。由于外商直接投资在第一产业的投资比例比较小,所以外商直接投资在第一产业的产业结构变动对经济增长的相关关系不显著。外商直接投资第二产业投资结构的变量与全要素生产率负相关,外商直接投资第二产业投资比重的提高会带来全要素生产率的下降,而相反，外商直接投资第二产业投资比重的提高将带来资本产出率的提高。对于第三产业,外商直接投资第三产业投资比重的提高会带来全要素生产率的提升,但会使得资本产出率降低。
对于上述计量结果和广东省外商直接投资在三次产业结构中的分布不均,以及外商直接投资产业中的分布不均等问题,本文提出以下建议：
第一,进一步改进广东省的引资政策,完善外商直接投资的投资产业结构。积极鼓励外商直接投资于农业新技术和农业综合开发项目,引进好的优良品种和新的种植管理技术,促进农业产业化发展；加强引进外商直接投资对于第三产业的投入,发挥外商直接投资对第三产业提高全要素生产率的效用。
第二,积极引进高产业关联度的项目,积极培育与外资相关产业的发展,形成有效的产业关联和聚集效应,充分发挥外资的产业带动效果,实现产业结构高度化的目标。尤其是一些由跨国公司主宰的主导产业群,如汽车、电子等作为主导产业,这些产业层次上符合一体化国际分工体系已经形成,产业关联度极高,且国际化程度也很高,并正在越来越大的程度上决定和引导着全球产业结构的变化。即要通过发展本地的配套产业来吸引国际重要主导产业的跨国公司进入广东。
参考文献:
［1］石薇.外商直接投资引起的产业结构效应研究［m］.上海：上海财经大学出版社,2009.
［2］杨公仆，厦大慰.产业经济学教程［m］.上海：上海财经大学出版社,2002.
［3］张晓峒.eViews使用指南与案例［m］.北京：机械工业出版社,2008.
［4］周振华.现代经济增长中的结构效应［m］.上海：上海三联书店出版社,1991.
［5］安占然.外商直接投资流入的产业结构效应［J］.开发研究,2007.
［6］尹枚.广东省外商直接投资现存问题分析及对策研究［J］.经济研究参考,2010.
［7］郭克莎.外商直接投资对我国产业结构的影响研究［J］.管理世界,2000.
［8］郭明.广东外商直接投资对经济增长的影响［D］.广州：暨南大学,2008.
［9］江小娟.FDi对中国工业增长和技术进步的贡献［J］.中国工业经济,2002.
［10］李海林.广东省外商直接投资与产业结构的关系研究［D］.广州：广东外语外贸大学,2006.
［11］唐曼兰.外商直接投资对广东产业结构升级影响的实证分析［J］.大众科技,2009.
［12］袁.外商直接投资与广东省经济增长的实证分析［J］.经济研究导刊,2009.
商业银行参与股权投资业务有利于拓宽融资渠道、应对同业竞争、降低系统风险，然而，由于政策限制，当前银行大多采用借道投资的间接参与方式。各种模式各有利弊，因此建议：监管当局要做好商业银行股权直投制度设计，商业银行也要完善内部管理，共同推动股权直接投资业务发展。
关键词：
商业银行；股权投资；收益风险；融资渠道；金融混业经营；商业银行经营管理
一、引言
2015年，17家商业银行经中国证券投资基金业协会审核，获得私募股权投资基金管理人资格。2016年2月，新闻媒体报道我国年内将允许部分商业银行建立股权投资载体，直接入股科技企业。央行与银监会领导层也在多种场合鼓励创新投贷联动融资方式支持创新企业。种种迹象表明，我国商业银行直接参与股权投资业务的限制将逐步松绑。商业银行参与股权投资业务的理论基础是金融中介理论。该理论认为，金融中介是储蓄转化为投资过程中基础性的制度安排。Gurley&Shaw（1956）、BenstonGeorge（1976）和Fama（1980）指出，金融中介一般是通过存单等形式向居民投资者和其他部门募集资金，购买企业发行的股票、债券和其他债权等所谓的一级证券，实现储蓄向投资的转换。由此可见，在传统金融学理论中，商业银行的主营业务包含了股权投资。Benston&Smith（1976）的交易费用模型认为，商业银行参与股权投资具有节约交易费用、分散风险以及专业化优势。Leland&plye（1977）的信号传递模型认为，金融中介作为信息生产者，可以化解投资过程中的逆向选择和道德风险问题，有利于对股票等金融资产进行合理定价。Diamond（1984）的受托监控模型认为，金融中介可以实时监测被投资企业的现金流状况，对其进行跟踪调查，了解其经营情况，甚至可直接向借款人派驻监事，有利于提高投资的安全性。Saunders（1985）、Rajan（1996）认为商业银行拥有客户资源、信息资源和营销网络优势，参与股权投资业务可以产生规模经济和范围经济，并提高投融资效率，增强市场竞争力。allen&Santomero（1997）指出金融中介投资股权可以为客户减少金融产品的学习成本、交易成本以及参与成本。Saunders（1985）、Litan（1987）和JordiCanals（1997）则从风险分析角度指出，商业银行参与股权投资业务不仅可以促进其业务多元化，提高银行利润，而且还可以降低经营风险，减少破产的可能性。
merton&Bodie（1993,1995）的研究表明，随着信息技术的进步，交易成本、信息成本、监管成本以及参与成本大幅下降，金融中介逐渐被金融市场的制度性安排所替代。因此，他们认为金融机构的形式应该随功能而变化，银行与非银行金融机构彼此之间的业务需要互相融合，各种金融中介都可以从事包括存贷款、证券买卖等业务。然而，由于上世纪90年代银证关系的混乱，中止了我国银行业的混业经营，也中断了商业银行直接参与股权投资业务的路径。当时，商业银行通过假回购、真拆借将自有资金放大杠杆后进入股票市场，甚至通过国库券假保管单等形式把企业生产资金、居民存款骗入市场，操纵股价，吹大泡沫。这种乱象极大提高了金融系统风险，直接导致1995年出台《商业银行法》，禁止商业银行直接从事股权投资业务。《商业银行法》第四十三条规定，“商业银行在中华人民共和国境内不得从事信托投资和证券经营业务，不得向非自用不动产投资或者向非银行金融机构和企业投资，但国家另有规定的除外。”随着国际战略投资者的引进，商业银行公司治理和内控制度日益完善，监管理念和技术也在不断进步，商业银行参与股权投资业务产生的混业风险已经能够得到有效控制。放开商业银行直接参与股权投资业务、支持实体经济发展成为管理者和银行需要认真思考的问题。
二、商业银行参与股权投资业务的必要性
（一）经济转型需要银行参与股权投资业务当前，我国经济由于人口红利消失、储蓄率下降等内生性因素以及海外经济衰退、国内环境负载过重等外生性因素的制约，GDp增速由过去的10%台阶式下行到6.9%左右，经济增长压力明显加大。以投资驱动、出口拉动为主的经济增长方式已经难以为继，固定资产投资增速由10年前的30%下降到现在10%，出口增速更是出现负增长。为了避免陷入“中等收入陷阱”，经济发展方式需要从投资驱动、出口拉动为主向优化资源配置、创新驱动发展为主转变，宏观经济调控方式需要从总需求管理为主向总供给管理为主转变，金融支持方式也要从债权融资为主向股债联动转变。这是因为初创企业往往资产轻、风险大、资产负债表不健全，与传统信贷业务模式匹配度不高，很难获得信贷支持。与锦上添花而不雪中送炭的债权融资相反，股权融资奉行“同舟共济、利益共享”的融资文化，更可能支持初创企业。最近几年，虽然货币政策持续宽松，但是资金大多淤积在金融系统里空转，不愿意进入实体经济，无法有效降低融资成本就是证明。与此同时，当前居高不下的债务导致的高杠杆已成为中国经济不能承受之重。据中国社会科学院统计，2014年，中国企业部门杠杆率①已达到123.10%，全社会杠杆率②更是高达235.70%，而2015年以来随着地方政府债务的被动扩张，社会总债务又进一步加重。因此，为了改善整个社会的融资结构，化解当前庞大的债务规模，有效推动“大众创业、万众创新”的国家战略，必然需要允许拥有大量沉淀资金的银行参与股权投资业务，不断提高股权投资力度，有效降低杠杆率。
（二）同业竞争倒逼商业银行参与股权投资化解产能过剩、转变经济增长方式必然会打破银行在融资体系的垄断地位。在投资拉动时期，银行作为资金投放的主要渠道，在投融资体系中具有垄断地位。在创业创新时代，银行信贷文化变得不太适应，银行业的垄断地位不断受到蚕食。在资产端，银行业务不断向非银行金融机构开放，小额贷款、互联网金融、网络支付等业务日益蚕食银行贷款规模。在负债端，伴随监管竞争以及居民财富意识觉醒，券商、基金、信托、保险财富管理功能日益增强，不断侵蚀商业银行负债来源。当前，商业银行理财业务占资管规模仅为25%左右（见表1）。在非银行金融机构向银行业混业经营业务转移的同时，银行业务必须向股权投资等非信贷业务进军，提高综合金融功能和投资收益，缓解利率市场化和金融脱媒的冲击。
（三）直接参与股权投资业务有利于降低系统风险当前，受商业银行法等政策限制，银行无法直接参与投资股权，只能借道信托、基金、券商、理财等通道迂回投资。商业银行股权投资一般隐藏在伞形信托、集合信托计划、基金专户、分级基金、私募基金、集合资管计划、结构化产品等金融产品中，这些产品结构复杂，虽然被多个部门重复监管，但透明性差，监管难度大，无法有效识别和监控风险，容易产生系统性风险。例如，在宝能收购万科股票的案例中，就有浙商银行理财资金通过借道信托计划、券商资管和产业投资基金参与到股权投资的影子。另据华泰证券研究所估计，在2015年的股灾中，高峰期估计有1.6万亿左右的银行理财资金通过券商融资融券和场外配资流入股市，在股市下跌中加剧了系统性风险。正是因为商业银行披着固定收益类债权融资产品的形式参与股权投资业务，让内部控制体系放松了对市场风险的警惕和监控，也逃避了外部监管，暗中放大了股市杠杆，提高了金融系统性风险。所以，明确银行直接参与股权投资业务资格，将参与路径和会计科目透明化，要求银行设立专门的风险管理团队和机制对风险进行识别和控制，有利于降低系统风险。
三、商业银行参与股权投资业务的国际经验
国外商业银行较少单独探讨是否应该参与股权直投，更多聚焦在是否应该混业经营以及应该采取哪种股权架构上。从历史演进来看，除德国银行业一直实行混业外，美、日等发达国家银行业无不经历了从混业到分业再回归混业的过程，这个发展路径已经从实践上说明了混业经营的历史必然性。根据混业经营股权架构不同，外国的混业经营实践为我们摸索出三种模式：以美日为代表的金融控股公司模式、以英国为代表的银行母公司模式，以及以德国为代表的全能银行模式。金融控股公司模式是以集团公司作为控股公司，下设银行、证券、保险、信托等子公司，集团公司通过经营决策权和人事任免权实现对子公司的控制。子公司之间可能通过交叉营销等方式实现利益共享，但一般会独立开展业务以实现风险隔离。例如，花旗集团主要通过控股美邦（SSB）公司来开展股权投资和交易业务（见图1）。这种模式中，“混业”主要体现在控股公司层面，各子公司实质上并不算“混业”，因此银行也很少参与股权投资业务。银行母公司模式则是以银行作为母公司，下设证券、保险等子公司，进而涉足多个金融领域。银行母公司的代表巴克莱银行主要是通过子公司巴克莱资本（BarclaysCapital）来开展投行业务和股权投资（见图2）。全能银行经营模式在我国是违背《商业银行法》规定的，因此需要银行采用海外控股和信托控股的方式控股证券公司，实现多牌照混业。全能银行模式是最为彻底的混业模式，允许同一家金融机构以事业部的形式经营各项金融业务。其最典型代表是德意志银行，可以直接通过企业及投资银行部来投资股权（见图3）。
需要说明的是，以上三种模式不是以国家为严格界限来划分的。比如，美国1933年通过的《道格拉斯——斯蒂格尔法》将商业银行与投资银行业务分开，商业银行只能采取金融控股模式参与股权投资。而1999年美国出台《金融服务现代化法》后，已从理论上允许美国银行实行全能银行制度参与股权投资业务。2013年通过的沃尔克规则，又禁止商业银行从事高风险的自营交易，实质上限制了全能银行模式。同时，美国当前还存在一些规模小、资产少的单一银行制度。比较国际上三种商业银行参与股权投资的主流模式，主旨在于通过对比，便于从业务模式、资金来源、风险管理等指标作为主要考量来选择适合我国商业银行的混业模式。总体来说，金融控股模式通过下属证券公司来参与股权投资业务，因此储蓄动员效率较低，但是具有风险隔离较为充分的优点。全能银行通过银行内设部门参与股权投资业务，因此储蓄动员效率最高，但是混同风险最大，也容易产生文化冲突问题。银行母公司模式通过银行证券子公司参与股权投资业务，储蓄动员效率和风险隔离程度介于上述两种模式之间，可以充分利用银行网点和客户资源优势，以及券商的投行和资产管理优势，产生银行与券商的协同效应。
四、商业银行主要股权投资业务模式的利弊分析
当前我国商业银行股权投资业务模式主要有五种（见表2），具体的特点和利弊如下：
（一）子公司模式合规性最高子公司模式是指商业银行通过在海外设立证券子公司来参与股权投资业务的模式。它实际上是银行母公司模式在我国的一种演变模式。由于我国《商业银行法》第四十三条规定商业银行在境内不能参与股权直投业务，因此商业银行往往在境外成立可以进行股权直投业务的子公司，然后由子公司或其设立的基金管理公司参与股权投资业务。这种模式的典型代表是五大国有银行通过在海外设立的中银国际、农银国际、工银国际、建银国际以及交银国际来参与股权投资业务。这种模式最大优势在于合规性最高，在当前法律环境下最无争议而有效地规避了我国《商业银行法》第四十三条规定的限制。它的问题在于，成立海外子公司的运营成本较高，且商业银行在与作为独立法人的子公司进行股权投资业务合作时，存在着企业文化、考核激励、资源分配等利益冲突，未必能产生很高的投贷联动效应。
（二）通道模式风险隐患多通道模式是指商业银行通过发行理财产品认购信托公司、证券公司、基金公司发行的结构化的信托计划、券商资管计划、基金产品的优先级收益权，获取优先固定收益，来间接参与证券一二级市场。而这些信托计划、券商资管计划、基金产品则可以开展pe、定增、pre-ipo、中概股私有化等各类股权投资业务。这种模式下，信托公司、证券公司、基金公司实际上是银行股权投资的通道，银行与它们没有人事、股权、薪酬关系，仅有业务合作和投资收益关系，而且商业银行认购的是结构化后的优先级产品，获取的是固定收益，因此名义上是一种债权投资而非股权投资，从而规避了《商业银行法》规定。通道模式最初被竞争压力大、法律合规能力强的股份制银行研发推出，后来被我国城商行、农商行甚至国有银行引用，是当前的商业银行参与股权投资业务的主流模式。这种模式一方面扩大了通道公司的股权投资者范围，提高了募集资金效率，另一方面使得银行挽留住了高净值客户，因此推广很快。但是，根据2014年银监会下发的《商业银行理财业务监督管理办法》（征求意见稿）规定，只能面向风险承受能力较强的高资产净值客户、私人银行客户和机构客户募集资金，存在一定的受限性。同时，这种模式还存在诸多风险隐患：第一，在结构化设计中，商业银行为了获得较高收益，可能将劣后级比例设计较低，从而引致击穿风险；第二，如果投资标的资质不优，在经济下行期和股市剧烈波动期，也可能引起夹层杠杆危机，放大理财客户投资风险；第三，商业银行还存在将优先级收益设置较低，为劣后级投资者输送利益的道德风险。
（三）投贷联动模式需要银行革新信贷管理理念自2014年国务院发文《关于加快科技服务业发展的若干意见》首提要“探索投贷结合的融资模式”以来，投贷联动模式日益得到监管层认可。投贷联动模式主要是指由商业银行独自或与股权投资机构合作，以“债权+股权”的模式为目标企业提供融资，形成银行信贷和股权投资之间的联动融资模式。投贷联动根据股权分享形式不同大致可以分为三种模式：一是银行与股权投资机构合作模式。在股权投资机构对目标企业尽调评估和投资基础上，商业银行与股权投资机构约定股权分享机制，为借款企业提供融资，实现股权与债权的联动。具体又可细分为投贷联盟和期权贷款模式。投贷联盟是银行跟随股权投资机构对企业给予一定比例的信贷支持甚至融资解决方案；期权贷款则是银行在与企业签订贷款协议时，约定可以把贷款作价转换为对应比例的股权期权，在客户通过ipo或股权转让等实现股权溢价后，由股权投资机构抛售所持部分股份，按照初始约定比例与银行共享分成。二是银行集团内部投贷联动模式。即商业银行在为科技型借款企业提供信贷服务时，通过集团内部具有股权投资资格的子公司对其进行股权投资，在集团内部实现投贷联动。三是向股权投资机构发放贷款模式。即银行直接向股权投资机构发放专项用于目标客户的贷款，间接实现对科创型企业的融资支持。这个模式的最大意义在于，投贷联动拓宽了中小企业的直接融资渠道，同时商业银行能够较高程度分享中小企业的成长收益。但是这种模式存在银行谨慎经营与股权投资略显激进的文化冲突。它需要商业银行改变传统的、过于依赖抵押担保的信贷理念，从重抵押担保向第一还款来源回归；需要商业银行重塑风险观念，从一味回避风险向识别风险、理解风险、管理风险转变；需要改革考核机制，建立差异化考核激励办法，适当提高对科技型企业的风险容忍度，建立合理、明晰、可操作的尽职免责制度。
（四）财务顾问模式无法分享企业成长收益财务顾问模式是指银行并不动用资金直接或间接持有股权，而更多地是充当中介角色参与股权投资业务，仅提供中介金融服务，收取服务费用。财务顾问内容包括：作为设立顾问，商业银行利用营业网点以及地方政府关系资源优势，从税收筹划、政策扶持等维度协助基金在当地设立落户；作为融资顾问，帮助股权投资基金搜寻推荐对pe有浓厚兴趣且有风险承受能力的私人银行客户，提高募集资金效率；作为投资顾问，向私募股权投资基金推荐优质企业项目，提供资信评估等增值服务；作为托管顾问，为基金提供清算、估值、会计核算服务；作为并购重组顾问，利用资金优势，为企业提供债务重组服务，化解关联企业互保等上市瑕疵，进而促进企业引进私募股权融资。财务顾问模式是一种比较谨慎的业务模式。这种模式虽然在一定程度上提高了商业银行的中间业务收入，但是商业银行基本上是收取少量咨询费用，相对于股权投资收益占比较低，无法分享企业成长收益。
（五）私募基金管理人模式存在法律瑕疵私募基金管理人模式是指商业银行法人银行、资产管理部或投资银行部等一级部门作为备案主体，获得基金管理人资格，作为基金管理人，向投资者募集资金设立私募股权基金，并直接参与股票、股权等多层次资本市场。2015年6月，首批商业银行在基金业协会备案取得私募基金牌照，打开直接参与股权投资业务大门。这个模式可以让商业银行直接且最大限度介入股权投资业务，分享企业成长收益。但是这种模式与现行法律冲突，存在法律瑕疵。而且以资产管理部或投资银行部名义承担基金的法人主体资格，不符合《民法通则》关于企业法人的规定。
五、对我国商业银行参与股权投资业务的相关建议
（一）监管层要做好商业银行股权直投的制度设计商业银行从事股权直投业务是大势所趋。然而，由于政策限制，当前商业银行大多采用借道投资的间接参与方式，产生了表2所列的众多问题。为了更好地支持实体经济发展、应对同业竞争、降低系统风险，监管层需要做好如下制度设计来规范商业银行股权投资。首先，从法律上明确商业银行参与股权投资的业务资格。建议尽快修订《商业银行法》中关于商业银行不得直接股权投资的相关规定，为业务开展提供法律依据。在此之前，可以参照推行ipo注册制的做法，申请人大授权国务院调整《商业银行法》有关直接投资股权业务的相关规定，给予商业银行参与股权投资业务的资格。同时，尽快出台相关管理办法，对商业银行开展股权投资业务的额度上限、资金运作、风险控制等做出制度性安排。其次，明确商业银行参与股权投资的组织结构。我国银行的混业经营不太适合用全能银行模式，因为在全能银行模式下，业务之间的财务风险和关联交易因为“防火墙”被完全拆除而难以得到较好控制。当前无论从银行自身的内控技术、人才储备、自律意识，还是从监管模式和制度都无法快速有效应对全能银行模式下的风险。因此，建议商业银行成立自营业务子公司或资管业务子公司，作为载体参与股权直投业务。第三，制定商业银行参与股权投资的战略步骤。建议按照“先理财资金，后自营资金；先一级市场，后二级市场”等步骤逐步放宽商业银行股权直接投资业务。
（二）商业银行要做好股权投资业务的内部管理与信贷业务相比，股权投资业务在法律政策、风险偏好、价值取向、激励机制、企业文化上都存在着明显的差异。因此，商业银行要针对股权投资业务建立专门的风险管理系统、投资决策体系、业务管理流程、绩效考核机制，不断完善内部控制，既要实现股权投资与信贷业务的风险隔离，又要能充分推动股权投资业务发展。由于两种业务文化差异较大，需要通过组织架构设计来实现有效风险隔离和业务联动发展。
（三）创新模式更深介入股权投资业务商业银行要认清自身相对于专业风险投资机构的优劣势，采取适当模式参与股权投资业务，避免业务竞争同质化。商业银行在直接参与股权投资业务之前，可以根据实际情况选择合适切入点，通过与其他股权投资机构的合作积累经验，小范围试错，为股权直投做好准备。在此基础上，商业银行要积极探索新的业务模式，更深入地介入股权投资业务，直至覆盖股权投资运作全周期，获取与承担风险相匹配的投资收益。
参考文献：
[1]陈雨露，汪昌云.金融学文献通论（宏观金融卷）［m］.北京：中国人民大学出版社，2006.
[2]赵光明.我国银行业的pe业务模式及其监管问题探讨［J］.商业时代，2010（26）.
[3]古苗希.我国商业银行介入私募股权投资问题研究［m］.成都：西南财经大学出版社，2012.
[4]刘怡.论我国银行业向混业经营模式转变的必然性［m］.北京：首都经济贸易大学出版社,2002.
[5]翟义波.国内金融混业经营模式选择及其风险防范分析［J］.金融发展研究，2015（1）.
[6]罗恩东.浅议国有商业银行转型的对策［J］.区域金融研究,2016（4）.
[7]李颖.商业银行股权投资策略与风险防控［J］.中国金融，2010（11）.
关键字：经济全球化国际投资新趋势机遇和挑战
随着全球经济一体化和投资自由化程度的进一步加深，国际投资也成为国与国之间经济活动和联系的主要内容，对国际间的政治、经济关系产生深刻的影响。20世纪末及21世纪以来，以跨国公司为主要载体的国际投资又出现了一些新的发展趋势，经济全球化的发展使投资(本文指直接投资FDi,下同)自由化的速度和程度都大大提高，尤其是发展中国家吸收国际直接投资的增长速度加快。中国作为一个经济快速发展的发展中国家，经过20余年的改革开放，其自身已与国际经济融为一体并互为依存。面对经济全球化这样一个不以人意志为转移的客观的历史过程，我们只能顺应而不能拒之门外。对中国国际投资而言，全球化既是机遇也是挑战。
一、国际投资发展新趋势
国际投资分为直接投资和间接投资，其中二战后对外直接投资占国际投资的主要地位且发展最为迅速。而跨国公司又是国际直接投资的主要载体，跨国公司通过灵活而多样的直接投资方式不仅在国际投资运行过程中扮演了最为重要的角色，而又其影响力正日益渗入到世界经济领域的各个层面。故本文对国际投资发展趋势的分析主要侧重与对跨国公司直接投资的新变化的分析。
1、国际直接投资总额中跨国公司直接投资所占比重进一步提高。
在经济全球化的大背景下，各国政府深刻认识到吸引国际投资对本国经济发展的促进作用，纷纷制定各种优惠政策以吸引跨国公司在本国的投资，在很大程度上降低或消除国际投资的投资壁垒。相应地，各国跨国公司在其全球化战略指导下，在高额利润的驱使下，也纷纷加大向国外的投资。直接导致了跨国公司在数量、规模和对外投资总额上的大发展。据联合国贸发会议统计，在20世纪70年代末80年代初,跨国公司数量为1万多家，海外子公司和分支机构为10万多家；90年代初，世界跨国公司的母公司约有3.7万家，它们在国外控制的子公司约有17万家；1996年全球约有4.45万家跨国公司,其海外的子公司和分支机构达27.6万家；到2000年，跨国公司数量为6万家，海外子公司和分支机构增至82万多家。国际组织估计的这一数字，仅包括在国外企业拥有50%以上股权的公司，而未包括各种非股权联系的资产控制公司和那些通过缔结战略联盟联系在一起的公司。
与此同时,跨国公司主导的全球对外直接投资也在急剧增加。据联合国贸发会议的统计,世界外国直接投资流入量从1990年的2090亿美元，上升到1999年的8650亿美元，即增长31倍。其中，1991—1995年平均增长率为20%，1996—1999年为319%。20世纪90年代初，在发达国家的对外投资中，有80%以上是由跨国公司完成的，到了90年代后期,跨国公司直接投资占对外直接投资总额的比例甚至高达90%。国际资本速度的加快，带来全球经济一体化的进一步发展，也使更多的国家重视引进外资,纷纷出台各类优惠措施吸引跨国公司到本国投资，把引进外资与国内经济发展紧密联系在一起。可以预见，跨国公司直接投资在全球对外直接投资中的比例将会进一步提高。
2、跨国企业并购是导致跨国公司对外直接投资增长的主要力量。
跨国公司的并购行为是发达国家间实现对外直接投资的主要形式和内容。这里要特别指出的是，跨国公司规模的扩大与80年代初开始的数次全球性购并浪潮有着直接的关系，很多跨国公司已日益将收购兼并作为向新产业、新市场迈进的最便捷的一种方式。从上世纪80年代末至本世纪初的十多年来的发展来看，大部分国际生产的增长是通过跨国合并和收购，已经完成的跨国合并购的价值从1987年的1000亿美元增加到1999年的7200亿美元，占全球对外直接投资的83.2%。1991～1995年间跨国公司的跨国并购年均增长率为3.3%，而1996～1999年的年均增长率高达50%。其中，1998年增长最为显著，全球跨国公司并购总额比上年猛增了74%，达5316亿美元,。2000年跨国公司并购交易继续增长,其总额高达12000亿美元，又比1999年增加了21.5%。跨国并购成为国际投资增长的主要力量。
跨国并购显现出这样的明显趋势：并购主要集中在发达国家，特别是美国与欧盟之间。据统计，1987—1993年，在发达国家企业间的相互投资中(包括所在国外资企业对本国企业的投资)，企业的并购总额平均占总投资额的66%。1998年美国和英国仍是最大的卖家和买家，两国总共占全国跨国并购总值的一半左右。在上世纪80年代后期的并购浪潮中，外国企业对美国企业的并购金额就已占其对美国企业投资的80%以上,这一比重在90年代又有进一步上升，其中最为突出的是在1994年这一比重高达91.2%，大大高于创建企业投资在总投资中的比重。同时，跨国并购所涉及的资金量也越来越大，出现了许多巨资并购的案例。比如年在美国金融界的合并浪潮中，1998年,银行业巨头花旗银行与旅行者集团合并组成世界上最大的金融服务公司,涉及价值700亿美元的巨额资金；国民银行公司和美洲银行公司宣布合并组成全美最大的商业银行,资产总计5700亿美元等等。这些巨额交易占跨国并购总额的60%以上并在很大程度上影响FDi流动的规模和方向。
越来越普遍的跨国并购提高了发达国家对外投资的绩效，产生这一变化趋势的原因在于跨国公司在经济一体化和投资自由化的背景下，面对全球化和新技术变革带来的日趋激烈的竞争压力，各国为政府吸引外资发展本国经济而逐步解除产业管制，进而在市场开放和投资壁垒降低的环境中，为了生存和发展，更好地充分利用世界市场的不同生产要素和全球市场巨大的容量，竟相扩大公司规模和进行多元化投资。同时，追求财务、管理、经营的协同效应以及规模经济也推动公司去追求更大的规模。跨国并购无疑是实现上述目标的捷径,并且大大降低了研究、开发、管理成本。随着全球经济一体化和投资自由化的迅速发展,跨国并购在新世纪将呈现出更好的发展态势。
3、跨国公司直接投资呈现出以“大三角”为特征的三足鼎立投资格局。
20世纪70年代后期以来，日本和欧共体成员国跨国公司的大发展打破了战后美国跨国公司一统天下的格局，形成了日本、美国和欧共体成员国“大三角”国家的三足鼎立之态势。进入新世纪，跨国公司直接投资依然以发达国家间的相互投资为主,并形成了十分明显的以德国为中心的欧洲圈、以美国为中心的北美圈和以日本为中心的亚洲圈，三大圈内部及其相互间的直接投资在全球对外直接投资中占有十分重要的地位。
首先,“大三角”内部的国际直接投资比重较大。在欧洲圈中,1992年欧盟内部成员国之间的相互投资量占其对外投直接投资总量的72%。1995年以后由于欧盟成员国的增加，新成员国和原成员国经历一段时间的调整期，这期间欧盟内部成员国之间相互投资比例有所下降，但到了1999年，成员国间的相互投资达到了3180亿欧元，2000年又增加到4360亿欧元，占欧盟对外直接投资总量的60%以上；在北美圈中，主要是美国和加拿大两国间的直接投资异常活跃，1993年加拿大吸收的外来直接投资总额中有2/3来自美国，1996年美国对外直接投资总量中有9.4%是投向加拿大的；在亚洲圈中，不同国家之间的交叉投资成为该地区吸收外资的重要组成部分，1990—1992年，东南亚联盟国家吸收外来FDi的总量中有25%来自本地区内新兴工业化国家或地区，到1993—1994年这一比率增加到40%。而在亚洲国家的FDi总流量中，绝大部分集中在日本、中国（包括香港和台湾地区）、韩国、新加坡几个国家。
其次，“大三角”之间的相互投资也十分活跃。从绝对美元数额看，作为最大的FDi接受国，美国的FDi主要来自日本、英国、法国、德国、荷兰的投资。英国、法国吸引外国投资也主要来自美国和日本。1996年美国吸收外来直接投资846亿美元，其中2/3来自欧盟国家，对外直接投资中43%流向了欧盟各国；日本的对外投资大都流向亚洲发展中国家(或地区)和美国，对欧盟的投资由于经济衰退，近年来相对有所减少，由1990年的70亿美元跌至1996年的20亿美元。据联合国贸发会议资料统计，在1998-2000年间，以美国、日本和欧盟三极所主导的国际直接投资占全球对外直接投资流入总量的75%和流出总量的85%。
由于美国、欧盟和日本三个经济体在世界经济中占有举足轻重的地位，从事国际投资研究的学者普遍认为在未来十年内，全球对外直接投资的这个“大三角”格局还会继续存在,并得到一定程度的加强。
4、国际投资行为日益多样化，并加快向服务业的拓展速度。
为了适应日趋复杂的国际市场和激烈的国际竞争环境，顺利贯彻公司的一体化战略和全球战略，跨国公司的国际投资行为日趋多样化，除了常见的独资经营和合资经营方式外，合作生产、技术转让、分包、许可证生产、特许专营等形式正得到广泛地运用，甚至还出现了跨国公司间主要从事研究开发合作的战略联盟。同时，由于经济发展和产业结构升级，服务业(主要是运输、商业、银行、通讯、保险、旅游等)在各国经济总量中所占比重的不断提高，在世界经济和对外直接投资中的重要性日益凸显。跨国公司投资也与母国的产业转换和升级相呼应并开始加快向服务业拓展的速度。高新技术产业也已成为跨国公司全球范围直接投资的热点,特别是电子技术、信息技术、光纤通信技术、生物工程技术和航天技术等更受跨国公司青睐。美国对国外服务行业的直接投资比重，由1970年的12%上升到1980年的28.2%和1985年的28.3%；据资料统计，美国、德国、日本跨国公司产业部门5的分布，属于服务业的子公司占其总数的60%左右，远高于制造业只占36%的比例。跨国公司国际投资行为多样化及向服务业的快速拓展，实际上是跨国公司经营战略转变的必然要求，也是跨国公司在世界经济中主导地位的重要体现。
5、发达国家与发展中国家间投资关系逐渐具有互补趋势。
国际投资发展的现实表明，国际直接投资一直以发达国家为中心并由发达国家所主导，发达国家跨国公司的直接投资决定着国际直接投资的流向。根据2000年联合国贸发会议《世界投资报告》统计，20世纪90年代全球对外直接投资始终是由发达国家主导的，流入发达国家的国际直接投资所占比例最低为57.1%(1994年)，最高比例达83.1%(1990年)，90年代后期发达国家所占比重趋于稳定,基本保持在70%以上；与此同时，流入发展中国家的国际直接投资逐年增加，且有时增幅很大，但从其占全球对外直接投资总额的比重来看，最高年份1994年也仅为40.5%，不足一半，进入90年代后期，尤其是在21世纪之初，发展中国家所占比重趋于下降，而发达国家所占比重却呈现出回升的趋势。英国《经济学家》属下的经济情报中心最近发表了一份分析报告，该报告认为流向发展中国家的国际直接投资的比例在未来会有所上升，估计到2005年将达到29%,而发达国家的这一比例为59.2%。
同时，我们还可以看出，发达国家虽然主导着全球对外直接投资的流向，但显然不能忽视发展中国家的作用，发展中国家正逐渐成为国际直接投资舞台上的一股新兴力量，双方日益形成一个紧密的互补型投资关系，并且这种强弱并存的格局在短期内不会改变。
二、中国国际投资面临的挑战
中国是一个发展中的大国，建国以后的很长一段时间，由于当时不利的国际环境和意识形态方面的原因，与国际社会政治、经济、文化等各方面的交往联系都很少，实行“关起门来搞建设”的经济建设方略，对外国资金和技术的利用和引进几乎为零。经过多年的建设，到改革开放以前，虽然建立了一整套比较完备的国民工业体系，但产业结构水平低、结构不合理、效益低下、经济发展缓慢，总体上与世界发达国家经济发展水平的差距不是缩小而是进一步加大了。改革开放后，通过经济体制改革和对外开放本国市场，大力引进外资加速我国经济建设和产业结构调整，顺应了全球经济一体化和贸易、投资自由化的大趋势，经济建设取得长足的发展，经济持续多年高速增长，综合国力不断提高，产业结构趋于合理化且技术升级换代加快，加速了我国的工业化进程。经济建设成就的取得是与大量外资参与国内经济建设所密不可分的，中国也由于自身资源、市场、劳动力、外资投资政策等各方面的优势而成为国际投资最为活跃的地区。但是，我们也应当清醒地看到，经济全球化和投资自由化就如同许多新生事物一样具有两面性。它在促进中国经济发展、给中国带来机遇的同时，也带来了严峻的挑战。由于中国的经济实力和综合国力与发达国家相比有很大差距，在经济全球化和投资自由化趋势中，中国面临着以下几方面的挑战。
1、在经济全球化和投资自由化趋势下外资的大规模进入对中国民族工业的健康成长和国家产业安全提出了挑战。
上世纪70年代末，在经济全球化趋势下，中国开始进行改革开放。从一定意义上说,改革的实质就是在国内经济体制中引入竞争机制,开放的实质就是积极地参与国际市场的竞争。改革开放不断深入的过程同时也是民族资本面对外国资本在工业领域日趋激烈的竞争的过程。同时，外资的大量涌入，也威胁着中国的产业安全。
（1）、对我国民族工业来说,主要是受外资的压制效应的影响,即外资凭借其技术、规模等垄断优势,通过兼并、收购和新建企业，挤压我国民族企业,挤占我国国内市场，使我国的产业发展缺乏动态比较优势而成长乏力。中国的民族工业经过改革开放二十余年的发展，具有了一定的实力和规模。但相对与实力雄厚的跨国公司而言仍处于发展的幼稚期，无论在资金、技术、人才、管理及规模等诸多方面处于绝对的劣势，经过激烈的市场竞争，许多本国的名优产品、老品牌要么被国外品牌吞食，要么随着时间的流逝而自行消失。外资对我国民族工业的打压具体在以下几方面表现出来：
首先，外资对我国一些行业的控制，逐渐采取并购的手段，在取得了经济支配权后，形成对这些行业的垄断。如我国的机电、轻工、化工等行业都不同程度地存在被外资控制的局面。跨国公司高高筑起的技术壁垒和规模经济引致的成本壁垒,使我国民族工业无法在这些行业得到相应的发展。
其次，对产品核心技术的控制。由于跨国公司普遍掌握着其投资产品的核心技术，在技术转让问题上，跨国公司往往采取有条件、分步骤地先转让一些过时的或不太先进的技术，而对产品的关键技术和核心技术严加封锁。例如我国有许多VCD生产厂家，由于没有生产解码芯片的核心技术，每年要向国外企业支付大量的费用购买芯片，自己只能获得少量的组装费用，产品利润的大部分都被国外企业占有。另外，还经常存在外资与我国企业合资后，由外资方提供技术，这从另外一个角度削弱了我方原有的技术开发创新能力，加大了我国民族工业对外国的技术依赖。
最后，表现在对产品市场的控制上。由于我国产品的技术含量和先进程度与国外产品差距悬殊，加之加入wto后，国内市场的开放度进一步提高，致使国内相应产品市场大部被外国产品所占有或为外国品牌所主导。如轿车、计算机、数码产品、化妆品、移动电话等产品市场大部分被国外品牌和合资企业产品占有。尽管近几年来，国内企业通过引进先进技术，制定相应的价格政策和加强营销等策略的运用，在家电产品、计算机、移动电话等产品市场上不同程度恢复了曾经一度被国外品牌所占领的份额，但这些产品的高端市场仍然被国外品牌所主导，大量的高额利润仍被国外企业占有。外资企业在与我国企业合资的过程中普遍实行对我国民族工业品牌的控制，通常是合资企业产品大都使用外国商标，利用中方的销售渠道推销外国商标的产品，逐步减少直至停止对中方商标的使用，导致我国原有品牌的无形资产逐步丧失，使我国民族工业遭受巨大的损失。
（2）、外资进入在一定程度上加剧了我国产业结构的不合理状况，并导致国家对产业的宏观调控能力下降。
首先，外资投向方面的结构失衡问题非常突出。主要是外资大都集中于加工业等劳动密集型产业，由于外资大都看好中国具有劳动力资源优势，加之这些产业资金回收期短、见效快,能够保证获得稳定的投资收益。外资流向不合理不利与我国产业结构的协调发展，使产业结构低度化、趋同化和重复建设问题日益严重。
其次，外资投入的地域性差异也客观上拉大我国地区经济差异。由于我国对外开放格局的影响，外资实际投入向东部沿海地区集中。据统计，1996年以前，在实际利用外资的总额中，投向东部沿海地区的占85%以上，近几年有进一步提高的趋势。而投向中西部地区的比重很小。这种投资格局导致沿海与中西部地区的经济发展水平差距不断扩大。在加上中西部地区受到东部沿海地区经济快速发展的吸引，其本来就缺少的资金、人才难以遏制地向东部沿海流动，造成中西部产业的竞争力日益下降，地区间GDp差异无论在相对数还是在绝对数上都进一步扩大，对整个国民经济可持续协调发展带来不利影响。
在投资自由化的条件下,由于外资一般都是从自身利益出发制定其发展战略,并不以东道国的利益为重，所以其活动经常会与我国一些产业政策的主旨相悖。而且我国加入wto后许多产业政策受wto条款限制，对跨国公司在世贸协议框架下进行的国际投资，我国在控制其活动方面往往处于弱势，导致产业政策的效力减弱。不仅如此，投资自由化还可能使国家对整个国民经济的宏观调控能力下降，加之全球经济一体化下国际汇率变动的影响，使得我国在货币政策、财政政策、汇率政策之间的协调配合难度增加。
2、经济全球化和投资自由化对我国吸引外国直接投资的前景和我国国际投资战略提出了挑战。
上世纪八十年代以来，全球范围内相继发生了拉美债务危机、日本经济泡沫破裂、亚洲金融危机等重大经济事件，引起全球性的金融震荡。在国际投资方面，一方面，发达国家间出于经济安全等方面的考虑，强化了相互间进行投资的趋势，对发展中国家的投资比例相对有所减少。而众多的发展中国家政府由于认识到引进外资对发展本国经济的重要性，纷纷制定有利于吸引外资的优惠政策，加之许多金融危机的受灾国及地区为吸引外资走出本国经济发展困境，纷纷贬值本国货币，降低投资成本，其吸引外资的要素价格优势增大；另一方面，中国外资投资的主要来源地香港、台湾、澳门、日本、韩国、东盟等国家和地区，受金融危机影响，对外投资能力明显下降。两方面的因素，增加了我国外资直接投资的压力。
同时，经济全球化也对我国目前的投资战略提出挑战。一直以来，由于我国建设资金短缺，我国国际投资战略是偏重吸引外资，而限制发展对外投资，这种战略造成我国外资投入规模不断扩大，对外投资却是严重不对称的偏低。据资料统计，1997年我国吸引外国投资额为453亿美元，对外投资仅为25亿美元，吸引外国投资和对外投资的比例为1:0.06;同期世界发展中国家吸引外国投资额为1489.44亿美元，对外投资仅为611.38亿美元，吸引外国投资和对外投资的比例为1:0.41。表明中国的对外投资比例大大低于发展中国家的平均水平。与世界经济一体化进程和各国经济相互依存、相互促进的趋势不相适应；也与中国的经济规模和发展速度是不相称的。中国经济经过多年的持续发展，已经积累了几千亿的外汇储备，外汇储备量在世界上居于前列。相对与改革开放前我国的对外投资能力已经大大增强，在保证国家金融安全的基础上，利用节余的大量外汇储备进行国际投资，不仅可以获得可观的投资利润，而且可以有效避免由于发达国家汇率变动造成的外汇储备贬值。同时也可以防止由于国际投资严重不对称导致的经济增长的潜在危险。
3、经济全球化和投资自由化给中国的生态环境和可持续发展带来挑战。
从目前的发展趋势看，经济全球化正带来一种新的全球性分工格局。发达国家在获取产品高额利润的同时主要发展知识密集型、资金密集型的高技术产业和服务业，而将劳动密集型产业和大量污染环境的产业向发展中国家转移。
由于发展中国家普遍具有劳动力和土地资源的优势，而跨国公司拥有资金、技术及在发展中国家投资诸多的政治、经济特权和强化的垄断地位，使发达国家对发展中国家的投资利润率远高于在本国的投资利润率。根据美国《现代商业周刊》的统计资料，上世纪70年代以后，美国国内制造业平均利润为13%，而对海外直接投资利润率为21.9%，对发展中国家的投资利润率为32%。从投资利润分配的角度看，发达国家通过资本占有发展中国家劳动力的局面没有改变，特别是随着经济全球化进程的加快，在利益分配格局上更加倾向于发达国家。在这样的国际投资价值分配格局中，广大发展中国家一方面获得国际投资带给本国经济发展的诸多好处的同时，另一方面也不可避免地付出了产业结构低度化且发展失衡、环境污染严重以及本国经济独立持续发展乏力的代价。
从中国吸引国际投资的流向也可以看出，中国除了继续作为原料、初级产品的供应者外，还逐渐成为工业制成品的供应基地。这样的国际投资流向会给中国将来经济发展带来产业结构畸形、低级化，环境污染严重，社会成本加重等不良后果。
三、中国国际投资的政策建议
面对全球经济一体化和投资自由化趋势给我国国际投资带来的挑战，我们应当顺应这一历史潮流，充分利用外国投资来对我国经济发展和产业结构调整的积极因素，趋利弊害，制定正确的国际投资战略，进一步提高全球化下我国的综合国力和竞争力。
1、适度保护民族工业，实施大企业集团战略，改善我国的产业组织状况。
民族工业是以民族资本为主所建立的工业和工业体系。建国后，特别是经过改革开放后20余年的高速发展，我国的民族工业具有了一定的规模和竞争力，但正如前面所谈到的，目前我国一些行业几乎被外资垄断，导致民族工业逐渐被跨国公司所控制。这与我们利用外资发展民族工业的初衷相悖。所以，现阶段我们有必要在国际投资协议框架内采取适当的措施对民族工业，尤其是一些幼稚产业、新兴产业和具有高增长性的产业进行保护。具体措施包括：引导外资进入国有企业改造，增强外商直接投资的技术含量，使“市场换技术”的方针发挥实效，提高民族工业产品的技术含量和竞争力；在有关国计民生的经济领域强化市场准入的限制，减少外资对国家经济命脉的控制；保护民族品牌等民族工业的无形资产价值等。
由于我国企业普遍规模较小，不利于规模经济的产生，在国际竞争中缺乏竞争力。加快企业间的购并联合，提高产业整合度，促使工业结构从以中小企业为主向大型企业为主转变，利用购并这一当今世界现代企业最主要的成长方式，通过购并实现“强强联合”,形成民族工业的中坚力量，并借此培育我国第一批世界级跨国公司和组建大型企业集团，参与国际竞争，与实力强大的国外跨国公司抗衡。
2、制定适当的产业倾斜政策，调整利用外资的结构，合理引导外商直接投资的流向。
近几年来，外国国际投资出现了资金加速流向高科技行业和服务业的趋势，我们应该顺应这种新趋势，指定相应的产业倾斜政策，调整利用外资的结构，进一步开放国内市场，从以制造业为主的开放转向以高科技和服务业为主的开放。统计资料显示，1998年，我国的服务业占GDp比重为32.88%。远低于发达国家75%以上的比例，也低于发展中国家45%的平均水平。政府通过制定产业倾斜政策,鼓励计算机、生物技术、银行、保险服务业、通讯服务业、旅游、教育、文化出版业、交通运输也等高新技术产业和服务业领域的跨国公司进入我国,通过合资经营、战略联盟、联合技术开发等方式与国内具有一定实力的企业合资合作，进行新产品、新技术的合作开发,共同开拓国内外市场。这样不仅可以我国新兴产业的培育，还有利于传统产业的升级换代。
合理引导外资投资方向，鼓励外资进入中西部地区，特别是根据我国广大中西部地区资源丰富但基础产业薄弱的特征，积极引导外资流向中西部地区的农业、能源、交通等基础领域。同时，引导外资和东部发达地区将加工业逐步向中西部转移，不仅可以利用中西部地区的劳动力和资源优势加速中西部地区的工业化进程，而且有利于东部沿海地区的产业升级，有利于我国地区经济发展的平衡，从而促进我国经济的整体协调发展。
3、实行灵活的引资措施，加速引进技术的吸收和创新，
我国地域广阔，经济发展不平衡，地区间产业结构有很大的差异。首先，在引进外国投资时，不光要注重对大型跨国公司投资的引入，还要加强引进发达国家和地区的中小企业。因为发达国家中小企业虽然规模不大，但一般也具有较高的技术水平和管理水平，其经营方式也比较灵活多样。他们一般愿意与中方合作，便于我们争取合作的有利条件，也便于我们学习其先进技术和经营管理的经验，改造我国的中小企业。
其次，要加大引进技术的吸收和创新的力度，走引进资金同时也引进吸收先进技术的道路。从外商投资中国的角度考虑，他们无疑会尽量保持自己的技术优势，以便使中国长期处于对他们的技术依赖。所以跨国公司对中国输入的技术不会是最先进的，加之目前我国缺乏较成熟的吸收和再创新机制，还未能形成自己的研究开发体系使技术内生化，导致许多中外合资企业在技术上受到外资的控制。这就要求我们在制定引资政策时，一方面要尽量引进当今世界的先进技术，另一方面要加强对引进技术的消化吸收。可以通过合同要求合资企业产品的国产化率逐年提高、或建立联合科研机构共同开发新产品等具体措施加以实现。
4、更新观念，扩大中国国际投资的范围和方向，积极推动我国对外投资的发展。
在引资范围上，过去中国大陆引进的外资多来自中国的港、澳、台地区及东南亚国家，其、台占很大比重。但这些国家和地区由于受金融危机的影响，近几年来对外投资的力度和广度有所减弱。而发达国家对外投资势头保持强劲，今后我国应重点加大吸收北美、欧盟及日本等发达国家和地区的投资。
在投资方向上，不光强调外资的引进，同时加强中国对外投资的力度，应逐渐弱化利用外资弥补国内建设资金不足的观念，重视海外直接投资对国内经济平衡的促进作用，大力拓展对外投资的领域和范围，改善现阶段我国国际投资结构严重失衡的状态。现阶段我国对外投资的重点应当是：能够获得国内急需的资源和原料的项目。如：石油和我国缺少的矿产资源等；能够提高我国产业技术先进性的项目。如：与外国合作开发航天、通讯、生物科技及芯片技术等；能够获得国外市场的对外投资项目。如：家电和纺织品等；能够转移国内成熟产业，有利于我国产业升级的项目。如：一般的加工、制造业等等。
5、健全和完善国际投资法律体系，推行国民待遇原则。
完善我国投资法律体系，将我国引进外资、对外投资法律与国际法和惯例相结合，从法律上保证引进外资和对外投资的健康发展。特别是应逐步推行国际通行的国民待遇原则，国民待遇原则实质是对等的原则，一直以来，由于强调吸引外资，现实上在税收等许多方面外资享有本国企业无法享有的优惠政策，使内、外资企业间的不平等竞争加剧。推行国际通行的国民待遇原则，不仅保证外国投资者投资东道国在同等条件下享受东道国的国民待遇，为外商创造一个稳定、公平、有序的投资环境，也有利于我国民族企业与外资企业平等竞争和地区经济协调发展。
参考文献：
1、国际投资学杨大楷编上海财经大学出版社，1998年8月出版。
2、产业经济学教程杨公朴夏大慰编上海财经大学出版社，1998年6月第一版。
3、张志宏：《利用外资与我国产业安全若干问题的深入思考》中国工业经济1998(3)。
4、宋泓：《世界直接投资和国际贸易形势以及对我国外经贸发展的影响》世界经济第4期。
5、易娟：《论经济全球化对中国国际投资的影响》经济透视，2002（5）
6、史晨翌：《FDi：全球化的利刃投资与合作》2001(4)。
7、柳剑平张正平：《跨国公司直接投资与国际经济关系发展的新特征》世界经济，1998(9)。
8、刘昌黎：《国际投资的迅速发展与跨国购并》世界经济与政治，2002(1)。
9、夏兴园王瑛：《国际投资自由化对我国产业安全的影响》中南财经大学学报2001年第2期。
10、和文华张瑾亢：《从国际投资发展现状谈中国引进外资的策略》云南财贸学院学报，2002年，第2期。
11、联合国贸发会议：世界投资报告[m]，(2000)。
[关键词]对外直接投资格兰杰因果性关系实证分析
目前在研究或印证一国对外直接投资发展所处阶段，使用得较多是由英国经济学家邓宁（JohnH.Dunning）于20世纪80年代初提出的投资发展周期（investmentDevelopmentCycleorinvestmentDevelopmentpath，iDp）理论。基于邓宁的iDp理论，本文择取了自1982年至2004年间的中国国内生产总值、人口总数、对外直接投资、外商直接投资,以及各年中国人民币兑换美元的汇率等数据，首先分析中国净对外直接投资的趋势，其次考察中国国内生产总值与中国对外直接投资、外商直接投资和中国净对外直接投资之间的格兰杰（Granger）因果性关系，最后用回归方法重建中国净对外直接投资模型。
一、中国净对外直接投资的趋势分析
1.中国对外直接投资的趋势分析
根据联合国贸易与发展会议网站之中国对外直接接投资（outflow）的数据，对1982年～2004年间中国对外直接投资作趋势分析如下：
其中，Loutflow是中国对外直接投资额的自然对数形式，time是一个从1到23的趋势变量。从非常显著的t统计值和F统计值，以及和60％的R2来看，该回归方程是比较理想的。式(1)告诉我们在1982年～2004年间，中国的对外直接投资额(年流量)平均每年以14.1％的速度增长。根据式(1)的拟合值与中国实际对外直接投资额的比较，显示出中国对外直接投资的明显向上趋势，说明今后中国对外直接投资将保持继续增长的势头。
2.中国利用外国直接投资的趋势分析
根据联合国贸易与发展会议网站之中国利用国外直接投资（inflow）的数据，对1982年～2004年间中国利用外国直接投资做趋势分析如下：
其中，Linflow是中国利用外国直接投资额的自然对数值，time是一个从1到23的趋势变量。自变量time的t统计值和F统计值均非常显著，R2也很高。根据式(2)可以推断在1982年～2004年间，中国每年利用外国直接投资平均每年增长22.4％。根据式(2)的拟合值与中国实际利用外国直接投资额的比较，显示了中国利用外国直接投资的明显向上的趋势，说明今后中国利用外国直接投资将继续保持增长势头。
3.中国净对外直接投资趋势分析
同样根据联合国贸易与发展会议网站之相关数据，对1982年～2004年中国的净对外直接投资(netflow)做如下的趋势分析：
其中，netflow是中国的净对外直接投资(其值为：outflow-inflow)。式(9)的t统计值和F统计值均显著，R2也较理想。因此，根据式(3)，在1982年～2004年间中国的净对外直接投资额的绝对数平均每年增长1．8468单位。根据式(3)的拟合值与中国实际净对外直接投资额的比较，显示了中国净对外直接投资的明显向下的趋势，表明中国的净对外直接投资仍处于投资发展周期的第二阶段。
二、格兰杰因果性检验
为了考察中国人均国内生产总值与中国对外直接投资人均值、外商直接投资人均值和中国净对外直接投资人均值之间的关系，本文引入了格兰杰（Granger）检验法。笔者首先择取了自1982年至2004年间的中国国内人均生产总值及其指数、人口总数、对外直接投资、外商直接投资，以及各年中国人民币兑换美元的平均汇率、各年美国Cpi指数；其中中国对外直接投资、外商直接投资的数据均来自联合国贸发会议网站，中国国内人均生产总值及其指数来自中国统计年鉴；其次计算出人均对外直接投资额、人均外商直接投资额、人均对外直接投资净额；再次将各变量统一调整为1982年价格，以1元人民币为单位见附表；最后对各变量取自然对数，从而完成对数据的预处理工作。
1.变量的平稳性检验
由于做格兰杰因果性检验时必须要求各变量为平稳序列，而上述数据都属时间序列数据，因而有必要考察变量的平稳性。此处使用Dickey-Fuller平稳性检验。
具体检验时，首先分别用LGDp、LoDi、LiDi、LnDi代表以1982年不变价格表示的人均GDp、人均对外直接投资绝对值、人均外商对华直接投资、人均对外直接投资净值绝对值的自然对数值。
然后采用aDF法进行单位根检验，检验时按一般的经验做法选择aDF检验的形式，aDF检验滞后阶由aiC信息准则确定。检验结果如表1所示。
结果表明，LGDp、LoDi的对数序列为i(0)序列；iDi、nDi的对数序列为i(1)序列，其一阶差分序列在5%的显著水平上为i(0)序列。各变量的一阶对数差分序列代表的是各个变量的增长率。
2.格兰杰因果检验
此处分别对LGDp、LoDi及LiDi、LnDi的差分序列进行了格兰杰因果性检验，选取滞后一阶至六阶。用eview5.5软件得到的回归结果如表2所示。
结果表明:①当滞后期为1和2时，在不同的显著水平上，LGDp与LoDi互为格兰杰原因，其中在10%的显著性水平上，LoDi是LGDp的格兰杰原因；在5%的显著性水平上，LGDp是LoDi的格兰杰原因。也就是说在短期内，中国经济的增长能极大地中国对外直接投资的增长；反之，中国对外直接投资对中国经济发展的促进作用则不如前者明显。②当滞后期为3、4、5时，在不同的显著水平上，LiDi与LGDp互为格兰杰原因。其中，当滞后期为2、3、4、5、6时，LGDp是LiDi的格兰杰原因；当滞后期为3、4时，LiDi才是LGDp的格兰杰原因。也就是说在中长期内，外商对华直接投资与中国经济的增长有相互促进作用，其中中国经济的增长对外商对华直接投资促进作用持续时间更长。③仅当滞后期为6时，在接近10%的显著水平上，LGDp才是LnDi格兰杰原因。也就是说，一般而言，中国净对外直接投资对中国经济增长的作用很不明显；从长期角度，中国经济增长对中国净对外直接投资起促进作用。
三、中国净对外直接投资模型的建立
此处采用中国自1982至2004年间的人均国内生产总值、人均净中国对外直接投资数据，并依GDp指数和美国Cpi指数将人均国内生产总值和人均中国对外直接投资净值换算成2004年美元不变价格。构建如下模型：
anDi=C1+C2aGDp+C3aGDp2+u
其中，anDi为人均净对外直接投资；aGDp为人均国民生产总值；C1为截距项；C2、C3分别为aGDp、aGDp2的系数，u为误差项。采用最小二乘法，利用eView5.5软件对此模型进行估计，结果如下：
其中调整后的拟合优度R2为0.9584表明拟合优度和调整后的拟合优度都很高。此外同时通过了F检验。但是常数项C、aGDp的回归系数的t统计量均明显不显著，aGDp平方的系数也只是呈现弱显著，表明此模型不甚理想，可考虑调整。本着先一般后特殊的原则，采用三次方至五次方的模型进行检验。使用eView5.5软件进行测试，最后使用三次方模型，回归结果如下：
其中R2值为0.9716，调整后的拟合系数R2为0.9671，均高于采用二次方模型。且此时各项系数均显著或弱显著。并用matlab软件得到对应的曲线，见图，在拟合中国数据的同时，较好地符合iDp理论的“U型曲线”假说。
根据此方程进行计算，可以得到三次型模型曲线的最小值约在aGDp为1315.99美元处（2004年不变价格），而2005年中国人均GDp为1703美元，对应此模型，可以判定中国现阶段应处于第二阶段末第三阶段初。但对照中国的anDi数据还没有回升的迹象，结合格兰杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中国经济的增长对外商对华直接投资的促进作用远大于对中国对外直接投资的促进作用，二者差距越来越大，由此可以断定，中国对外直接投资滞后。
四、结论
经过上文的实证检验，可得出的主要结论有:
1.基于邓宁的iDp理论，通过对中国自1982年至2004年间时间序列数据分析，发现在中国对外直接投资及外商对华投资都保持继续增长的势头的同时，中国净对外直接投资呈现出明显向下的趋势，这表明中国的对外直接投资仍处于投资发展周期的第二阶段。
2.通过引入格兰杰（Granger）检验法来考察中国人均国内生产总值与中国对外直接投资人均值、外商直接投资人均值和中国净对外直接投资人均值之间的关系，发现：短期内，中国经济的增长能极大地促进中国对外直接投资的增长；反之，中国对外直接投资对中国经济发展的促进作用则不如前者明显。在中长期内，外商对华直接投资与中国经济的增长有相互促进作用，其中中国经济的增长对外商对华直接投资促进作用持续时间更长。 论文摘要：贸易投资一体化理论的形成，使人们认识到了国际直接投资与国际贸易之间的关联性，即两者既存在互补性，又具有相互替代性。中国已经在这一方面进行了有益的实践，但是还需要进一步拓展和完善。论文关键词：直接投资；国际贸易；贸易投资一体化；国际直接投资abstract:thetradeinvestmentintegrationtheory'sformation，madethepeopletorealizebetweentheinternationaldirectinvestmentandtheinternationaltraderelatedness，namelybothbothhadthecomplementarity，andhadthemutualvicariousness.Chinahadalreadycarriedonthebeneficialpracticeinthisaspect，butalsoneedstofurtherdevelopandtoconsummate.keyword:Directinvestment;internationaltrade;tradeinvestmentintegration;internationaldirectinvestment一、遭遇反倾销是中国对外贸易发展的一个重要障碍我国当前对外贸易面临的主要问题之一，就是出口商品屡屡遭到国外反倾销调查。自1979年欧共体对我国出口发起首次反倾销调查算起，截至2002年底，我国已遭受反倾销诉讼511起，给中国出口造成的直接损失超过160亿美元。中国已经成为国际上遭受反倾销最多的国家。从目前看，对我国发起反倾销绝对数量最多的是美国和欧盟，占总数的2/5，但近几年发展中国家如印度、巴西、阿根廷、南非等，对我国发起反倾销调查的数量增长明显，成为另一支需要重点防范的新生力量。可以通过下表清楚地看出中国在世界经济和国际贸易中遭遇反倾销的基本状况：中国历年遭受反倾销状况项目（年份）19951996199719981999200020012002合计对华案件数目（起）（1）2043332841435317278国际案件数目（起）（2）1572242432543552883471111979占有比例（3）=（1）（2）13%19%14%11%12%15%15%15%14%中国出口额（亿美元）（4）1488151118281837194924922661325617022世界出口额（百亿美元）（5）5160539055765492570364316176642446352占有比例（6）=（4）（5）2.9%2.8%3.3%3.3%3.4%3.9%4.3%5.1%3.7%另据商务部的资料，中国目前约有4000多种商品遭受过反倾销的调查。越来越多的反倾销使得我国部分主要出口产品市场不断萎缩，相关产业效益下滑，企业停产，工人下岗失业，国外反倾销已经成为我国对外贸易发展的一个重要障碍。毫不夸张地说，面对国外频繁实施的反倾销，中国已经无路可退，必须奋起应对。二、利用对外直接投资与出口贸易的关联性规避反倾销壁垒面对国外对华反倾销不断增长的势头，我国的出口企业、行业协会和政府部门加强联合，多管齐下，采取优化出口商品结构，完善反倾销应诉机制等措施进行积极的应对，同时还借鉴其他国家的做法，试图通过加大对相关国家的直接投资，到相关国家内进行投资设厂等方式绕过反倾销壁垒，推进中国的对外贸易不断发展。为此，有关部门和企业认真研究了一些已经取得成功的个案及其分析。例如Goodman，Spar和Yoffie（1996）通过实证研究发现倾销诉讼所达成的“有序市场安排”和“自动出口限制”协议促使日本和其他外国企业改变了向美国出口打字机、彩电、汽车、钢铁和半导体的方式，而直接到美国当地去生产。Barrell和pain（1997）也发现，日本1981～1991年间对欧盟和美国的直接投资的增加在很大程度上是受日渐增多的反倾销诉讼的影响。1991年，韩国的一份《韩国制造业的国外投资经营成果调查表》揭示，韩国对外直接投资的动机与贸易联系比较密切，如开拓市场和回避进口限制所占比重在整个对外直接投资动机中达到35.7%.基于上述分析，可以清楚地看到，目前中国作为世界上遭遇反倾销最多的国家，正面临着20世纪日本和韩国在出口贸易上的相同遭遇，所以中国可以借鉴日本、韩国的成功经验，通过对外直接投资，在当地生产、当地销售，从而绕开贸易保护壁垒，改变国际贸易关系中被动的局面。事实上，在不断面临国外反倾销等贸易保护手段的压力下，我国一些企业也已经转而采取了对外直接投资的策略。例如我国彩电厂商到土耳其设立生产基地，不但带动了一定的零部件出口，而且为避开欧盟对中国彩电的反倾销，成功进入欧洲市场奠定了良好的基础。再如tCL公司并购德国施耐德公司，直接在德国境内设厂生产各种型号的彩电整机，利用原产地规则有效地绕过贸易壁垒，其效果更为显然。三、中国进一步利用对外直接投资推动对外贸易的分析思考我国根据对外直接投资与出口贸易的关联性，积极实践利用对外直接投资绕开国外的贸易保护壁垒，推动本国对外贸易发展，已经取得了良好的开端，但是还存在不少问题，需要进一步提高认识，并采取积极有效的措施予以调整。首先应该看到的是，目前我国的对外直接投资已经取得了长足的进展。截至2002年年底，我国设立境外中资企业总数6960家，中外双方协议投资总额137.8亿美元，中方协议投资金额93.4亿美元，其中，境外加工贸易企业420家，中方协议投资额11.22亿美元，无论是数量，还是规模，都有了长足的发展。对外投资的行业领域也从最初的只投资于与贸易有关的服务业，逐步拓宽到工农业生产、投资开发、交通运输、餐饮旅游、咨询服务、技术开发、贸易、金融、房地产等各种产业。特别是服务贸易型的行业投资十分突出，按照投资额计算，截至1999年年底，在中国海外投资中，服务贸易型投资占62%，资源开发型投资占19%，生产加工和农业开发投资占18%.此外，对外投资的区域逐渐由发展中国家向发达国家延伸。在中国跨国直接投资的起步阶段，由于投资主体的限制，外贸公司的投资区域多选择在原进出口市场集中的地区，以亚洲尤其是东南亚为主，而承包工程多集中在中东和非洲。但从20世纪80年代中后期起，我国海外投资从以港澳、东南亚地区为主逐渐扩大到其他国家。截至2001年年底，中国的对外直接投资已遍布154个国家和地区，而且主要集中在发达国家和港澳地区。2001年，中国对外直接投资额排前10名的国家和地区依次是美国、中国香港地区、加拿大、澳大利亚、秘鲁、泰国、墨西哥、赞比亚、俄罗斯和柬埔寨。中国在这10个国家和地区的直接投资都超过了1亿美元，约占中方投资总额的67%，其中在美国、加拿大和澳大利亚的直接投资额都超过了3亿美元，占中方总投资额的29.4%.所有这些变化，都在一定程度上推进了中国对外贸易的发展，这已是不争的事实。其次，应当承认中国对外直接投资推进对外贸易发展的效用不够明显。根据国内有关院校和学者的调查，我国对外直接投资的主要动因目前还比较复杂，具有明显的多元化特征：既有可能是母公司出于长期战略和开拓外国市场的目标需要，也有可能是为了克服已经存在的贸易壁垒，还有可能是为了安置和转移国内过剩的资源，等等。但是，无论如何，在所有的动因之中，通过增加或扩大直接投资，以绕过贸易壁垒，克服进口国贸易限制的动因所占比重是很低的，这就意味着中国企业在面临贸易壁垒时，较少使用直接投资的方法去绕开。相关部门的统计数据也表明我国对外直接投资与出口贸易的关联性不大。如2001年，中国向对反倾销问题叫嚷最厉害的地区之一的欧盟出口了492亿美元，而对欧盟的投资仅为1161万美元，是中欧贸易额的2%.统计中还发现，中国对欧盟的投资主要集中在德、法、英、意等大国，即使在这些中国企业投资偏好的国家中，中资企业的总投资额也不足5000万美元。另一方面，据统计资料显示，1998～2000年三年内，中国对欧盟出口增长分别达到281亿、302亿和455亿美元，但三年内中国对欧盟投资总量增幅不大，分别为5097万、5149万和5884万美元，就是明显的例证。怎样进一步发挥我国对外直接投资推动对外贸易的作用？根据我国的实际状况，除了需要积极地鼓励与提倡服务业和自然资源开发型的对外直接投资之外，应当重点抓制造业对外直接投资。制造业对外直接投资对我国对外贸易的影响较为复杂。首先，由于我国制造业对外投资中，有近一半投资于初级产品的生产加工，生产初级产品的附加值较低，对带动我国相关行业的贸易出口作用很小，但如果能进口该初级产品，经过深加工再出口，则能间接起到贸易创造效应。其次，产品附加值较高的制造业如机械行业，由于其技术是与原材料、零部配件等高度结合的，对外直接投资可以带动我国相关技术、原材料和零部配件的出口，因此具有明显的贸易创造效应。此外，遭受贸易壁垒的行业如纺织品业，由于直接出口的困难较大，出口成本提高，为了规避这一壁垒，寻求在海外的市场，争取参加国际分工，企业往往转而选择对外直接投资作为对贸易的替代，补充市场的贸易损失。如果在投资中可以使用国内原材料，则可以促进国内原材料的出口，对贸易起到一定的补充作用。虽然制造业的对外直接投资对我国对外贸易的影响是复杂的，既可能产生替代效应，也可能会有创造效应，但经验性研究表明，作为投资母国，制造业对外投资的贸易创造效应大于贸易替代效应，对外直接投资会改变母国向东道国出口的商品构成，以中间产品出口代替终极产品出口，这也就更说明了加强对外直接投资的必要性。总之，随着经济全球化程度的不断加深，对外直接投资和对外贸易的关联性将会不断发展，我国应该适应这一新的形势，积极改变目前对外直接投资缺乏竞争优势，与对外贸易的规模不相适应的状况，鼓励企业在加强自身发展的基础上，制定确实可行的对外直接投资战略目标。同时，政府要加速完善境外投资立法，利用财政、金融等多种手段支持企业开展跨国经营，为企业境外直接投资提供优质服务，努力建立起对外直接投资和对外贸易之间的健康良性的发展关系。1.徐波。中国与西欧直接投资关系研究。世界知识出版社，20022.宋亚非。中国企业跨国直接投资研究。东北财经大学出版社，20013.张碧琼。国际资本流动与对外贸易竞争优势。中国发展出版社，19994.成思危主编。中国境外投资的战略与管理。民主与建设出版社，20015.DominickSalvatore国际经济学（第五版）。清华大学出版社，20026.王迎新。论海外直接投资与贸易的关系。财贸经济，2003（1）7.唐陵，李春杰。倾销与反倾销中的福利分析。华北电力大学学报（社科版），2003（1）8.赵春明，何艳。从国际经验看中国对外直接投资的产业和区位选择。世界经济，2002（5）9.李荣林。国际贸易与直接投资的关系：文献综述。世界经济，2002（4）10.范文中国网当代国际贸易发展的几大趋势http://www.fw789.com/article/sort072/sort093/info-3864.html11.梁志成。论国际贸易与国际直接投资的新型关系———对芒德尔贸易与投资替代模型的重新思考。经济评论，2001（2）12.杨志琴。国外对华反倾销现状分析与对策思考。世界经济与政治论坛，2002（4）13.中国对外经济贸易年鉴（各期）。中国对外经济贸易年鉴编委会
一、国际直接投资对投资国与东道国间收入趋同的影响
在过去的20年中,国际直接投资已迅速地扩散到世界经济的各个角落。越来越多的国家和部门变成了国际直接投资网的一部分。国际直接投资的高水平和互异的形式促进了全球经济的一体化。在全球经济一体化的过程中,国与国之间的收入趋同已经成为一个非常重要的研究主题。经验和理论的研究已聚焦在国与国之间是否存在收入趋同的现象(Ben-David,1994:Greasleyandoxley,1997;Rassekhetal.,2001)。
自从Lucas(1988)强调人力资本的积累是经济增长的关键因素后,关于收入趋同的理论分析在内生变量模型的背景下就发展了起来。tamura(1991)认为技术投资中的人力资本溢出效应导致了国家间资本收入和产量增长率的趋同。Yuen(1997)使用与Lucas(1988)类似的内生增长模型研究了要素流动性在收入趋同中的作用。他们认为,资本流动将加速收入水平和增长率的趋同,并且收入水平和增长率的趋同能够通过附带劳动流动性的人力资本而可观地获得。通过使用一个以人力资本为基础的增长模型发现,如果人力资本积累过程中存在知识溢出,作为劳动力流动代替者的跨国公司可能也提供一个学习国外技术的机会。
国际直接投资本身是资本流动的最重要类型,并且作为劳动力流动的代替者能够影响国家之间人力资本的溢出。a.mody(2002)认为,国际直接投资在过去的20年中已经促进了国与国之间收入的趋同,而国际直接投资之所以能够促进投资国与受资国之间收入趋同的主要原因在于:(1)国际直接投资比间接投资效率更高。BosworthandCollins(1999)研究了外资对当地投资的影响,他们发现,在发展经济状态中,一美元的国际直接投资转化成了一美元的当地投资;相比之下,银行贷款和债券发行在东道国产生的投资效率则要低一些。因为大部分的国际直接投资是以“绿地”投资的形式进行,这涉及新的投资。而银行贷款和债券发行可能不涉及新的投资;(2)国际直接投资产生了生产力溢出,能够通过溢出效应提高当地的生产力。从水平溢出角度来看,通过非正式的接触和外国投资者对当地企业员工的培训,当地企业能够提高生产力。从垂直溢出角度来看,国际直接投资企业在东道国会产生一种纵向联系,外国投资者从而有机会转移技术并提供培训以提高当地供应者的生产力。
ChangkyuChoi(2004)使用1982-1997年间oeCD的16个投资国和57个东道国的双边国际直接投资的数据,运用平行数据回归的方法对国际直接投资在国与国之间收入水平和收入增长趋同中的作用进行了研究。发现当双边国际直接投资增加时,投资国与东道国收入水平和收入增长的差距是降低的,并且发现,地理接近和语言相近在收入水平和收入增长中起着重要作用。Choi假设双边国际直接投资对收入水平和收入增长率产生趋同作用,那么国与国之间的国际直接投资规模越大,收入增长率的差距和每单位资本收入的差距就越小,并且所有的差距变量用绝对数据而非原始数据来表示;同时假设当国际直接投资由低收入国家进入高收入国家时,存在逆人力资本溢出的可能性,亦即甚至在国际直接投资是从低收入国家流向高收入国家时,低收入国家也能够有机会改进人力资本从而与高收入国家进行竞争。另外,地理接近和语言接近被认为是收入趋同的重要因素,因为它们能够促进跨国人力资本的溢出。
需要说明的是,不像已有的经验研究,Choi是在考虑人力资本溢出的前提下,通过运用收入水平和增长差距的绝对值方程,来检验双边国际直接投资的增加是否导致了收入水平和增长率的趋同。他认为,不论什么情况,只要国际直接投资率增加,收入差距就将减小;而且,如果两个国家距离接近并使用相同的语言,收入水平和增长率就会趋同。以此为基础,Choi又进一步对收入水平和增长差距的绝对值方程,运用普通最小二乘法回归和平行数据回归,发现当双边国际直接投资流动增加时,两国之间的人均收入水平和增长率确实趋同了。这证明国际直接投资的流动对人力资本溢出是很重要的,从而产生了趋同。同时发现,地理接近和拥有相同的语言在趋同中起了很重要的作用。当两国接近并使用相同语言时人力资本溢出效应加强。
由此可见,伴随着国际直接投资的显着增长,国际直接投资将驱使世界收入趋同或趋散是一个很值得研究的重要问题。以前关于收入趋同的研究表明,通过劳动力流动而产生的人力资本溢出是造成收入水平和增长率趋同的非常重要的因素,而Choi(2004)则以收入水平和增长差距的绝对值方程为基础,通过普通最小二乘法回归和平行数据回归,证明国际直接投资是造成投资国与东道国之间收入水平和增长率趋同的一个重要驱动力。
二、国际直接投资对东道
国内收入差距的影响
(一)国际直接投资对东道国内收入差距影响的两种理论
国际直接投资对东道国内收入差距的影响是国际直接投资对东道国经济产生作用的结果。而关于国际直接投资的结果有着相互对立的两种理论--“发展/现代化”假说和“世界系统/附庸”假说。
1.发展假说理论。发展假说理论建立在边际生产率理论和储蓄、消费倾向的传统经济学概念之上。该理论认为收入差距是改进每个人收入的必要的前提条件。其研究主线是沿着库兹涅兹倒U型曲线假说进行的,根据这一曲线,在经济发展的初期阶段收入差距扩大,但当经济发展达到一定阶段时收入差距就会缩小。在经济发展的前期阶段,高收入和低收入部门间的收入差距会扩大并且每一部门内部的收入差距也会扩大。这直接导致了整个社会收入差距的扩大(adelmanandRobinson,1989)。在增长的后期阶段,当更多的产品被生产和足够的劳动力从传统农业部门转移到现代工业部门,农业部门的剩余劳动力逐渐消失并且农业劳动力的边际生产率将提高到工业劳动力的水平。随着实际劳动收入的增加,经济增长和政治自由的增加将导致收入分配的更加平等(FeiandRains,1964:Lenski,1966)。
虽然发展假说理论的经济学家很少直接涉及国际直接投资的分配结果,发展经济学家也还没有关于考察国际直接投资和收入差距假说的经验研究,但是发展假说理论的经济学家对经济发展和收入差距研究已经做出的重大贡献,足以使我们对其代表性的研究进行概括和总结。根据发展假说理论,更为重要的是现在的投资而非原来的投资。资本,无论是国外的还是国内的,带来了增长并且其益处会最终扩散到整个经济中。因此,即使国际直接投资仅在几个领先部门带来了收入的增长,但从长远来看将有利于收入分配的平等。例如,东亚出口加工区的国际直接投资,曾经对低工资就业的增加起了很重要的作用,从而改进了收入分配的范围。大多数的发展假说理论经济学家认为,经济系统的类型和发展策略等因素,是收入分配的决定性因素。只要充分考虑这些因素的影响,外资数量的不同不能引起收入差距的任何变化。因此,发展假说理论的观点是:从长远来看,国际直接投资有利于东道国内的收入分配,不会引起东道国内收入差距的扩大。
2.附庸假说理论。相对于发展假说理论的内隐论证,附庸假说理论则提出了一些关于国际直接投资分配效应的观点。附庸假说理论从世界经济和历史的角度研究差距问题,认为影响收入差距的是社会体制和生产组织,而不是经济产量和财富。一个国家在世界经济中的相对位置是决定其收入分配的关键。更确切地说,收入差距是核心国家和边缘国家之间关系的对应物,并且边缘国家收入差距的程度由附庸发展过程决定(Girling,1973;Rubinson,1976:BornschierandChase-Dunn,1985)。
伴随着国际直接投资的工业化进程的逐渐加快,在发展中国家跨国部门任职的员工明显地形成一个新的社会阶层。这些“劳动精英”的收入是标准收入的4-10倍(Girling,1973),以至于促使在传统部门工作员工的工资伴随着生产过程的资本密集程度的不断提高而逐渐增加,这反过来又导致传统工业部门失业人数的增加。结果,劳动收入相对份额的增加不仅没有带来更大的平等,而且直接导致了收入差距的扩大。换句话说,在这种附庸工业化的类型下,收入的扩散和混合效应没有出现。而且,当融入世界经济后,劳动精英通常会努力维持和巩固他们的领先地位。由于共同的利益,当地劳动精英会为外国投资者压制甚至驱逐本土企业家。这种为了使利益最大化的国家间利益联合的尝试,具有深层涵义。在世界系统框架中,国家被认为具有市场和生产的权力。当劳动精英包括了国家组织中强有力的执行者,并且当劳动精英和国家通常由国外信用支撑时,一个经济加政治的“三角联盟”就出现了(evans,1979)。然后,当市场不能为它们的利益服务时,这个经济加政治的联盟就会操纵国家的独有权利来干预市场。这个联盟的形成因此意味着,任何想改进收入分配的政策都具有内在破坏性的因素。实际上,这可能是发展中国家收入差距的最根本原因之一。直接投资与间接投资的联系篇2
直接投资与间接投资的联系篇3
直接投资与间接投资的联系篇4
直接投资与间接投资的联系篇5
直接投资与间接投资的联系篇6
直接投资与间接投资的联系篇7
直接投资与间接投资的联系篇8
直接投资与间接投资的联系篇9
直接投资与间接投资的联系篇10